范興華 方曉義 黃月勝 陳鋒菊 余 思

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父母關(guān)愛對農(nóng)村留守兒童抑郁的影響機制：追蹤研究*

范興華1方曉義2黃月勝1陳鋒菊1余 思1

(1湖南第一師范學院教科院, 長沙 410205) (2北京師范大學發(fā)展心理研究院, 北京 100875)

為考察父母關(guān)愛對農(nóng)村留守兒童抑郁的影響機制, 采用父母關(guān)愛問卷、自尊量表、神經(jīng)質(zhì)人格問卷、友誼質(zhì)量問卷和抑郁量表對279名四年級和七年級農(nóng)村兒童進行2.5年追蹤調(diào)查。以前、后測間一直處于相同留守狀態(tài)的207名兒童為分析對象, 結(jié)果顯示：與非留守兒童相比, 前后測中單、雙留守兒童報告的父母關(guān)愛均較少、抑郁均較高; 雙留守兒童的后測抑郁顯著高于前測; 控制性別對抑郁的作用后, 父母關(guān)愛對留守兒童抑郁有即時與延時負向預測效應; 即時預測中, 自尊、神經(jīng)質(zhì)起部分中介作用; 延時預測中, 后測自尊、神經(jīng)質(zhì)起部分中介作用; 增加控制后測父母關(guān)愛對后測抑郁、自尊、神經(jīng)質(zhì)的作用后, 前測父母關(guān)愛對后測抑郁的直接效應降低但仍接近顯著, 同時對后測自尊、神經(jīng)質(zhì)的直接作用不顯著; 上述兩種控制條件下, 前測父母關(guān)愛與前測友誼質(zhì)量交互項對后測自尊與神經(jīng)質(zhì)的預測作用均顯著, 隨著友誼質(zhì)量的提高, 父母關(guān)愛對自尊、神經(jīng)質(zhì)的延時影響增大, 后測自尊與神經(jīng)質(zhì)的中介效應隨之增強; 該調(diào)節(jié)效應僅發(fā)生在初中留守兒童中。

留守兒童; 父母關(guān)愛; 抑郁; 自尊; 神經(jīng)質(zhì)人格; 友誼質(zhì)量

1 問題提出

隨著我國經(jīng)濟快速發(fā)展, 農(nóng)村勞動力紛紛進城務工?；诮?jīng)濟原因, 許多農(nóng)民工將未成年子女留在家鄉(xiāng), 由父母一方監(jiān)護或祖輩、親戚代管。這些未成年人被稱為“農(nóng)村留守兒童”, 簡稱留守兒童。據(jù)全國婦聯(lián)課題組推算, 2010年全國留守兒童約為6102.55萬, 且人數(shù)呈逐年增長之勢。由于親子分離常給未成年子女帶來情緒問題, 因此, 留守兒童的心理健康狀況引起了社會關(guān)注。

抑郁是兒童心理健康的重要指標, 是一種感到無力應對外界壓力而產(chǎn)生的消極情緒。研究發(fā)現(xiàn), 留守兒童的抑郁得分顯著高于非留守兒童(侯珂, 劉艷, 屈智勇, 蔣索, 2014; Liu, Li, Chen, & Qu, 2015)。抑郁的素質(zhì)壓力理論(diathesis-stress theory) (Monroe & Simons, 1991)認為, 抑郁發(fā)生受到壓力和素質(zhì)的共同影響。其中, 壓力泛指重大生活事件、生活中的不利變化等; 素質(zhì)指易患抑郁的生理和心理特征。一方面, 壓力激發(fā)了素質(zhì), 素質(zhì)使得患病的潛在傾向變?yōu)楝F(xiàn)實, 即壓力通過素質(zhì)的中介影響抑郁發(fā)生; 另一方面, 素質(zhì)調(diào)節(jié)著壓力對抑郁的影響程度, 隨著素質(zhì)水平提高, 壓力對抑郁的影響增大。而且, 壓力會引發(fā)個體對支持資源的需求, 低社會支持將增加個體的抑郁易感性(Auerbach, Bigda-Peyton, Eberhart, Webb, & Ho, 2011), 積極的友誼關(guān)系則有助于個體的壓力適應(Zhao, Liu, & Wang, 2015)。就留守兒童而言, 生活中面臨的主要問題是缺少父母關(guān)愛, 許多兒童因此變得敏感和自卑, 不僅在意別人看法, 也對自己失去信心, 并伴隨有委屈、無助、憂慮等抑郁體驗; 為緩解關(guān)愛缺失帶來的不利, 他們會找朋友玩耍、談心等(周宗奎, 孫曉軍, 劉亞, 周東明, 2005; 范興華, 2012)。上述現(xiàn)象中, 父母關(guān)愛缺失(壓力)與抑郁是否存在因果關(guān)系？若存在, 以敏感、自卑為主要特點的神經(jīng)質(zhì)人格、低自尊在此關(guān)系中是否扮演了素質(zhì)的角色？所起作用是中介是調(diào)節(jié)抑或兩者兼有？同時, 以談心等活動為內(nèi)容的同伴友誼能否有效緩解相應不利？素質(zhì)壓力理論為此探究提供了理論框架。

1.1 父母關(guān)愛缺失與留守兒童抑郁情緒

Hobfoll (2001)認為, 壓力是個體與環(huán)境間的平衡狀態(tài)被破壞后, 個體資源遭到損失或損失的威脅或不能獲得充足資源產(chǎn)生的, 此處資源既包括物質(zhì)資源也包括人際關(guān)系資源。父/母外出后, 親子缺少直接互動, 留守兒童的父母關(guān)愛資源面臨缺失。父母關(guān)愛(parental care)是父母教養(yǎng)行為的重要方面, 在西方指父母在心理和情感層面對孩子的關(guān)注和接納(Lancaster, Rollinson, & Hill, 2007); 在我國可分為情感關(guān)愛與物質(zhì)關(guān)愛, 其中, 前者與西方概念一致, 后者帶有明顯的中國色彩(王燕, 張雷, 2007)。留守情境下, 父/母給予孩子的物質(zhì)關(guān)愛少, 但一般會通過電話等媒介與孩子交流, 關(guān)注和指導孩子成長。鑒此, 范興華(2012)將“父母給予兒童幫助、指導、鼓勵、肯定以及與孩子溝通交流等發(fā)生的情況”定義為父母關(guān)愛, 強調(diào)對孩子心理和情感層面的關(guān)注和接納。研究發(fā)現(xiàn), 與非留守兒童相比, 留守兒童感知到的父母關(guān)愛少(范興華, 2012), 對家庭領(lǐng)域的需要更未得到滿足、被父母所愛的需要更加強烈(常青, 夏緒仁, 2008)。按照Hobfoll (2001)的觀點, 父母關(guān)愛資源被減損或需求未被滿足, 將給兒童帶來壓力感。

研究發(fā)現(xiàn), 父母教養(yǎng)方式中的情感溫暖(Quach, Epstein, Riley, Falconier, & Fang, 2015)和父母支持(田錄梅, 陳光輝, 王姝瓊, 劉海嬌, 張文新, 2012)對青少年抑郁有負向預測性, 童年期的父母關(guān)愛對成年期抑郁有顯著預測作用(Lancaster et al., 2007)。說明, 父母關(guān)愛缺失是兒童青少年抑郁的風險因素, 對抑郁有即時和延時影響。這種建立在親子直接互動基礎(chǔ)上的關(guān)愛效應是否適用于與父母長期分離的留守兒童？我們認為, 盡管關(guān)愛形式發(fā)生了變化, 但本質(zhì)并未改變。據(jù)此假設(shè)H1：父母關(guān)愛對留守兒童抑郁有即時與延時負向預測性。

1.2 自尊、神經(jīng)質(zhì)人格對父母關(guān)愛缺失與抑郁關(guān)系的中介與調(diào)節(jié)

自尊是個體對自我的情感性評價, 影響其對周圍環(huán)境的應對：高自尊者傾向于對環(huán)境信息進行積極加工, 更多表現(xiàn)為樂觀、自信和成功期望; 低自尊者對環(huán)境中的負性信息存在注意偏向, 更多體驗到抑郁等消極情緒(Sowislo & Orth, 2013)。神經(jīng)質(zhì)是與負性情緒體驗有關(guān)的人格因子, 表現(xiàn)為情緒穩(wěn)定性的差異：高神經(jīng)質(zhì)者易情緒化, 自我圖式較消極, 有保持負性信息的傾向, 遭受打擊時容易產(chǎn)生沮喪等消極情緒; 低神經(jīng)質(zhì)者多表現(xiàn)為平靜, 較少出現(xiàn)不良情緒反應。Roberts和Kendler (1999)發(fā)現(xiàn), 自尊和神經(jīng)質(zhì)一起對抑郁進行預測時, 主效應均顯著, 表明兩者是結(jié)構(gòu)上既關(guān)聯(lián)又獨立的抑郁素質(zhì)。不僅如此, 它們亦可作為社會性發(fā)展結(jié)果的指標。自尊反映了個體對自我的理解, 是一個波動的動態(tài)結(jié)構(gòu), 容易受到各種內(nèi)外壓力的影響(Ramsawh, Ancoli-Israel, Sullivan, Hitchcock, & Stein, 2011)。神經(jīng)質(zhì)是人格的核心成分之一, 出現(xiàn)在童年晚期, 隨年齡增長穩(wěn)定性增加, 成熟于成年期; 在此期間, 童年逆境、慢性生活壓力對其發(fā)展有消極影響(Ramsawh et al., 2011; Uliaszek et al., 2010)。研究顯示, 自尊部分中介了父母關(guān)愛對大學生幸福感(曾曉強, 2010)和童年期父母關(guān)愛對老年期壓力反應(Engert et al., 2010) 的影響; 神經(jīng)質(zhì)部分中介了慢性生活壓力對青少年抑郁(Uliaszek et al., 2010)和童年逆境對大學生睡眠質(zhì)量 (Ramsawh et al., 2011)的影響?？傊? 壓力通過自尊與神經(jīng)質(zhì)的即時與延時中介對健康產(chǎn)生影響。

低自尊或高神經(jīng)質(zhì)者的抑郁易感性較高, 可能導致壓力對抑郁的影響加重。自尊的緩沖假說認為壓力情境下, 低自尊者因缺少足夠的應對資源而容易遭受抑郁, 高自尊者因擁有較多的應對資源能有效緩解壓力帶來的不利。陽性乘法模型(the positive multiplicative model)指出, 神經(jīng)質(zhì)與逆境對疾病風險存在交互影響, 神經(jīng)質(zhì)水平越高, 逆境對疾病風險的影響越大(Kendler, Kuhn, & Prescott, 2004)。研究發(fā)現(xiàn), 自尊能緩解總的生活壓力對大學生抑郁(Eisenbarth, 2012)、低水平親子關(guān)系對青少年抑郁(黨清秀, 李英, 張寶山, 2016)的影響, 但不能減弱壓力事件數(shù)目、不同領(lǐng)域的生活壓力(Moksnes, Eilertsen, & Lazarewicz, 2016)對青少年抑郁的消極效應; 神經(jīng)質(zhì)會加重累積壓力對普通成人抑郁癥(Vinkers et al., 2014)慢性壓力對病人抑郁癥初始水平及其變化(的不利影響, 但不能調(diào)節(jié)生活壓力事件對青少年抑郁的作用(Yang, Chiu, Soong, & Chen, 2008)。這說明, 低自尊和高神經(jīng)質(zhì)只會加重某些特定壓力對抑郁的 影響。

日常生活中, 留守兒童需面對父母關(guān)愛缺失壓力; 同時, 與非留守兒童相比, 其自尊較低, 神經(jīng)質(zhì)與抑郁水平均較高(Liu et al., 2015; 蘭燕靈等, 2009)。這是因為父母關(guān)愛缺失抑制了自尊與神經(jīng)質(zhì)人格的發(fā)展從而導致抑郁上升？抑或因為自尊降低與神經(jīng)質(zhì)提高, 引發(fā)兒童對消極信息的注意偏向增加, 進而加重了父母關(guān)愛缺失對抑郁的影響？基于前述論證, 我們推斷, 這兩種影響途徑可能同時存在。故假設(shè)如下：

H2：在父母關(guān)愛對留守兒童抑郁的即時預測中, 自尊與神經(jīng)質(zhì)既起中介作用又起調(diào)節(jié)作用。調(diào)節(jié)作用中, 自尊有加強效應, 神經(jīng)質(zhì)有減弱效應。

H3：在父母關(guān)愛對留守兒童抑郁的延時預測中, 后測自尊與神經(jīng)質(zhì)既有中介效應又有調(diào)節(jié)效應。

1.3 友誼質(zhì)量對父母關(guān)愛缺失與抑郁、自尊、神經(jīng)質(zhì)關(guān)系的調(diào)節(jié)

作為重要的支持資源, 同伴友誼可使兒童學會情緒表達與調(diào)節(jié)、獲得情感支持和體驗到安全感與信心(Wen & Lin, 2012), 也具有潛在治療功能, 能幫助逆境中的兒童健康成長(Zhao et al., 2015)。研究發(fā)現(xiàn), 同伴關(guān)系越好, 親子疏離感對青少年抑郁(Jager, Yuen, Putnick, Hendricks, & Bornstein, 2015)和父親過分干涉對犯罪青少年神經(jīng)質(zhì)人格(彭運石, 王玉龍, 龔玲, 彭磊, 2013)的影響越小; 同伴接納度越高, 低父子依戀對兒童自尊的影響越弱(Pinto, Veríssimo, Gatinho, Santos, & Vaughn, 2015)?？梢? 同伴關(guān)系能調(diào)節(jié)親子關(guān)系變量對兒童抑郁、自尊、神經(jīng)質(zhì)人格的影響。父母關(guān)愛隸屬于親子關(guān)系, 同伴友誼是同伴關(guān)系的重要組成部分。由于親子長期分離, 留守兒童將會更多地與同伴交往, 友誼對親子關(guān)系與人格發(fā)展關(guān)系的影響可能更大。據(jù)此假設(shè)H4：友誼質(zhì)量能增強父母關(guān)愛對留守兒童抑郁、自尊、神經(jīng)質(zhì)人格的即時影響。

其次, 積極的同伴交往經(jīng)驗能培養(yǎng)兒童的角色采擇技能, 有助于兒童理解他人的思想與情感; 童年期的父母關(guān)愛對成年期抑郁(Lancaster et al., 2007)、自尊(Engert et al., 2010)、神經(jīng)質(zhì)人格(Reti et al., 2002)均有延時預測效應。由此推斷, 同伴友誼能幫助兒童更好地理解父/母外出打工的動機, 進而緩解父母關(guān)愛缺失對人格發(fā)展的長期影響, 故假設(shè)H5：友誼質(zhì)量能加強父母關(guān)愛對留守兒童自尊、神經(jīng)質(zhì)人格、抑郁的延時影響。

再者, 隨著年齡增長, 兒童對友誼質(zhì)量的認識由對友誼外在行為特征的認識逐步深化為對內(nèi)在的、情感性特征的認識, 轉(zhuǎn)折的關(guān)鍵年齡為10~15歲。Sullivan指出, 友誼(尤其是青春期之前建立的)能幫助青少年消除童年期的不良親子交往經(jīng)歷給發(fā)展帶來的不利。這意味著, 初中兒童對友誼質(zhì)量的認識比小學兒童更深刻, 有助于他們消解父母關(guān)愛缺失壓力對成長的負面影響。據(jù)此假設(shè)H6：友誼質(zhì)量的調(diào)節(jié)效應僅發(fā)生在初中留守兒童中。

進入青春期后, 女性的抑郁水平顯著高于男性(Moksnes et al., 2016), 故分析時控制性別對抑郁的影響。綜合各假設(shè), 將其整合為圖1即時預測模型(M1)和圖2延時預測模型(M2)。由于父母對青少年早期子女的教養(yǎng)方式有較高穩(wěn)定性(Moilanen, Rasmussen, & Padilla-Walker, 2015), 故M2在控制性別作用后增加控制T2父母關(guān)愛的作用, 以考察兩種控制條件下T1父母關(guān)愛對T2抑郁的影響機制及其變化。對M1與M2檢驗時, 若T1友誼質(zhì)量的調(diào)節(jié)效應顯著, 則再考察它是否受學段調(diào)節(jié)。

圖1 父母關(guān)愛對留守兒童抑郁的即時影響模型(M1)

圖2 父母關(guān)愛對留守兒童抑郁的延時影響模型(M2)

2 研究方法

2.1 被試

根據(jù)父母外出情況, 可將留守兒童分為父親外出、雙親外出和母親外出三類兒童, 其中前兩類占絕大多數(shù), 且兩者的抑郁得分差異是否顯著尚無定論(侯珂等, 2014; Zhao et al., 2015)。借鑒以往研究范式, 以非留守兒童為對照組, 以父親外出兒童、雙親外出兒童為實驗組開展追蹤研究。2009年10月, 從湖南省湘鄉(xiāng)市2個鄉(xiāng)鎮(zhèn)選取3所初中與3所小學作為取樣學校, 以班為單位對四年級、七年級學生進行前測(T1), 獲得來自完整家庭的父親外出且由母親監(jiān)護的兒童(簡稱單留守)116名、雙親外出且由祖輩監(jiān)護的兒童(簡稱雙留守)84名和父母從未外出且由父母監(jiān)護的兒童(簡稱非留守)79名, 共279名。2012年5月進行追蹤調(diào)查(T2), 獲得有效被試264名, 其中57名被試監(jiān)護類型和/或留守類型在追蹤期間發(fā)生了改變而不參與分析。以前后測中一直處于相同留守狀態(tài)的207名兒童為分析對象, 其中雙留守72人、單留守79人、非留守56人; 男生110名, 女生97名; 四年級85人, 七年級122人。前測時被試年齡在8~14歲之間, 平均10.90 ± 1.58歲。

2.2 研究工具

父母關(guān)愛問卷 由范興華、方曉義和陳鋒菊(2011)根據(jù)Takahashi和Sakamoto編制的情感關(guān)系量表(ARS)修訂而成, 共8題, 要求被試報告最近一年內(nèi)父母給予其幫助、鼓勵、指導等情況發(fā)生的頻率, 5點計分, 1為很少, 5為非常多。計算項目均分, 得分越高代表感知到的父母關(guān)愛越多。前后測中問卷Cronbach α系數(shù)為0.86、0.89。

自尊量表 采用Rosenberg量表中文版(汪向東, 王希林, 馬弘, 1999)。共10題, 4點計分, 從1“非常符合”到4“很不符合”。將肯定表述題答案反向計分后求各題均分, 分數(shù)越高代表自尊越高。前后測中問卷Cronbach α系數(shù)為0.79、0.83。

神經(jīng)質(zhì)人格問卷 選自鄒泓(2003)修訂的青少年人格五因素問卷, 含9題, 5點計分, 1為“完全不像我”, 5為“非常像我”。計算項目均分, 得分越高代表情緒穩(wěn)定性越差。前后測中問卷Cronbach α系數(shù)為0.73、0.81。

友誼質(zhì)量量表 選自Gauze, Bukowski, Aquan- Assee和Sippola (1996)修訂的青少年友誼質(zhì)量量表(FQS), 共19題, 要求被試從伙伴關(guān)系、幫助與支持、安全性和親密性四方面評價與最要好同性朋友的關(guān)系質(zhì)量。5點計分, 1為“完全不符合”, 5為“完全符合”。計算項目均分, 得分越高代表友誼質(zhì)量越好。前后測中問卷Cronbach α系數(shù)為0.82、0.79。

抑郁量表 選自Radloff編制的CES-D中文版(汪向東等, 1999)。要求被試回答過去一周內(nèi)癥狀出現(xiàn)的頻度。4點評分, 1為“偶爾或無”, 4為“大部分時間或持續(xù)”, 共20題?？隙ū硎鲱}計分經(jīng)反向轉(zhuǎn)換后, 計算項目均分, 分數(shù)越高代表抑郁心情越嚴重。前后測中問卷Cronbach α系數(shù)為0.83、0.89。

2.3 數(shù)據(jù)收集過程

以班為單位施測。前測和后測中, 各校施測時間間隔均控制在1周內(nèi)。施測時, 主試將題目逐個讀給小學生聽, 以助其理解后作答; 初中生被試在主試講解指導語后獨立作答。作答結(jié)束后, 主試檢查問卷, 發(fā)現(xiàn)有漏答或亂答現(xiàn)象, 及時請被試補答或糾正或作廢卷處理。

2.4 共同方法偏差檢驗

采用Harman單因素檢驗法對M1和M2模型包含的研究變量分別進行驗證性因素分析。結(jié)果顯示, M1 (χ2/= 4.04, NFI = 0.85, IFI = 0.82, RMSEA = 0.142)和M2 (χ2/= 4.54, NFI = 0.85, IFI = 0.77, RMSEA = 0.154)的單因子結(jié)構(gòu)模型的整體擬合情況均較差。說明數(shù)據(jù)不存在明顯的共同方法偏差問題。

2.5 數(shù)據(jù)處理

采用SPSS 16.0與AMOS 22.0進行數(shù)據(jù)分析, 含初步分析與模型檢驗。初步分析包括MANOVA方差分析、重復測量方差分析和Pearson相關(guān)分析。模型檢驗含即時預測模型(M1)與延時預測模型(M2)檢驗, 且均分兩步：(1)檢驗自尊與神經(jīng)質(zhì)在關(guān)愛→抑郁間的中介作用以及友誼質(zhì)量對父母關(guān)愛→抑郁/自尊/神經(jīng)質(zhì)路徑的調(diào)節(jié)作用; (2)檢驗自尊、神經(jīng)質(zhì)對關(guān)愛→抑郁路徑的調(diào)節(jié)作用。其中, M2檢驗又分為僅控制性別作用和同時控制性別與T2父母關(guān)愛的作用兩種情況。

3 結(jié)果與分析

3.1 初步分析

3.1.1 三類兒童的變量得分比較及其發(fā)展趨勢

首先, 以兒童類型為分組變量, 分別以T1變量、T2變量為結(jié)果變量進行MANOVA分析。結(jié)果顯示, 兒童類型的主效應在T1變量(Wilks,l= 0.85,= 3.27,< 0.001, η2= 0.076)、T2變量(Wilks,l= 0.83,= 3.95,< 0.001, η2= 0.090)中顯著。進一步分析發(fā)現(xiàn), 兒童類型在T1/T2父母關(guān)愛、T1/T2抑郁上的得分差異顯著(見表1), 單、雙留守的T1/T2父母關(guān)愛顯著低于非留守(s < 0.01), T1/T2抑郁顯著高于非留守(s < 0.05)。其次, 以兒童類型為被試間變量, 以測量時間為被試內(nèi)變量, 進行3×2的重復測量方差分析。結(jié)果表明, 僅抑郁的測量時間的主效應顯著((1, 204) = 9.68,< 0.01, η2= 0.045), 雙留守的T2抑郁顯著高于T1抑郁(< 0.01); 所有變量的測量時間與兒童類型的交互效應均不顯著。

表1 三類兒童在變量上的得分(M ± SD)

注：***< 0.001, **< 0.01, *< 0.05, +< 0.08, 下同。

3.1.2 留守兒童研究變量的相關(guān)分析

非留守兒童作為對照組, 不再參與后續(xù)分析。對單留守、雙留守、四年級、七年級兒童研究變量的相關(guān)分別進行分析。Z檢驗顯示, 單留守與雙留守、四年級與七年級在變量的即時相關(guān)和延時相關(guān)系數(shù)上的差異均不顯著。因此, 將不同留守類型、學段的留守兒童數(shù)據(jù)合在一起分析。Pearson相關(guān)分析發(fā)現(xiàn), 從同時性角度看, T1前測/T2后測中, 父母關(guān)愛與友誼質(zhì)量(= 0.23/0.25)、自尊(= 0.38/0.34)、神經(jīng)質(zhì)(= –0.37/–0.34)、抑郁(= –0.42/–0.58), 自尊與神經(jīng)質(zhì)(= –0.24/–0.32)、抑郁(= –0.29/–0.47)以及神經(jīng)質(zhì)與抑郁(= 0.33/0.37)的相關(guān)均顯著(s < 0.01); 友誼質(zhì)量與自尊(= 0.21/0.18)、神經(jīng)質(zhì)(= –0.24/–0.32)、抑郁(= –0.37/–0.31)的相關(guān)亦顯著(s < 0.05)。從延時性角度看, T1父母關(guān)愛與T2父母關(guān)愛(= 0.61), T1父母關(guān)愛/T1友誼質(zhì)量與T2自尊(= 0.29/0.25)、T2神經(jīng)質(zhì)(= –0.28/–0.18)、T2抑郁(= –0.45/–0.26)的相關(guān)顯著(s < 0.05)。此外, T1/T2抑郁與性別(男 = 0, 女= 1)的相關(guān)顯著(= 0.26/0.18,s < 0.05), 與留守時間、學段(小學 = 0, 初中 = 1)的相關(guān)不顯著, 故模型檢驗中僅控制性別的作用。

3.2 模型檢驗

3.2.1 即時預測模型M1的檢驗

首先, 對自尊與神經(jīng)質(zhì)的中介作用以及友誼質(zhì)量的調(diào)節(jié)作用進行檢驗。模型整體擬合指數(shù)較差(χ2/= 5.74, NFI = 0.81, CFI = 0.83, RMSEA = 0.178)。刪除不顯著路徑(T1父母關(guān)愛×T1友誼質(zhì)量→T1抑郁/自尊/神經(jīng)質(zhì), T1友誼質(zhì)量→T1自尊/神經(jīng)質(zhì)), 模型整體擬合指數(shù)良好(χ2/= 1.47, NFI = 0.95, CFI = 0.98, RMSEA = 0.056); 同時, T1父母關(guān)愛→T1抑郁/自尊/神經(jīng)質(zhì)以及T1自尊→T1抑郁、T1神經(jīng)質(zhì)→T1抑郁的路徑均顯著(見圖3)。從預測效應看, T1父母關(guān)愛對T1抑郁的總效應為–0.38, 其中直接效應–0.27, 占總效應的71%; 間接效應–0.11, 由T1自尊(–0.16×0.33 = –0.05)和T1神經(jīng)質(zhì)(–0.34×0.18 = –0.06)的中介效應構(gòu)成, 占總效應的29%。Bootstrap檢驗發(fā)現(xiàn), T1自尊、T1神經(jīng)質(zhì)的中介效應95%CI為(–0.10, –0.001)、(–0.12, –0.002), 均未包括0, 中介效應顯著。說明父母關(guān)愛部分通過提升兒童自尊與情緒穩(wěn)定性來減少抑郁發(fā)生。

圖3 父母關(guān)愛對留守兒童抑郁的即時影響模型(圖中數(shù)字為標準化路徑系數(shù), 下同)

其次, 對自尊與神經(jīng)質(zhì)對父母關(guān)愛→抑郁路徑的調(diào)節(jié)作用進行檢驗。模型整體擬合指數(shù)較差(χ2/= 7.10, NFI = 0.46, CFI = 0.48, RMSEA = 0.202), 且T1父母關(guān)愛×T1自尊(β = –0.07,> 0.05)、T1父母關(guān)愛×T1神經(jīng)質(zhì)(β = 0.03,> 0.05)→T1抑郁的路徑均不顯著, 表明調(diào)節(jié)效應不存在。

3.2.2 延時預測模型M2的檢驗

首先, 考察在控制性別作用后T2自尊/神經(jīng)質(zhì)的延時中介以及T1友誼質(zhì)量對T1父母關(guān)愛→T2抑郁/自尊/神經(jīng)質(zhì)路徑的調(diào)節(jié)。模型整體擬合情況較差(χ2/= 3.94, NFI = 0.78, CFI = 0.81, RMSEA = 0.140), T1關(guān)愛×T1友誼→T2抑郁以及T1友誼質(zhì)量→T2神經(jīng)質(zhì)的路徑不顯著。刪除不顯著路徑, 模型整體擬合情況良好(χ2/= 1.46, NFI = 0.93, CFI = 0.97, RMSEA = 0.055)。圖4顯示, T1父母關(guān)愛對T2抑郁總效應為–0.40, 其中直接效應–0.28, 占總效應70%; 間接效應–0.12, 占總效應30%, 由T2自尊(0.24×–0.29 = –0.07)和T2神經(jīng)質(zhì)(–0.24× 0.19 = –0.05)的中介效應組成, 對應95%CI為(–0.13, –0.01)/(–0.09, –0.01), 均未包括0, 故中介效應均顯著。說明, 前測父母關(guān)愛部分通過后測自尊、神經(jīng)質(zhì)人格的作用進而影響后測抑郁。

圖4還顯示, T1關(guān)愛×T1友誼→T2自尊/神經(jīng)質(zhì)的路徑均顯著。采用SEM考察T1友誼質(zhì)量低(Z ≦ –1)、中(–1< Z < 1)、高(Z ≧ 1)三種水平下, T2自尊/神經(jīng)質(zhì)對T1父母關(guān)愛與T2抑郁關(guān)系的中介情況。在低分組, T1父母關(guān)愛→T2自尊/神經(jīng)質(zhì)以及T2自尊/神經(jīng)質(zhì)→T2抑郁均不顯著, 說明中介效應不存在。在中間組, T1父母關(guān)愛→T2抑郁顯著(β = –0.28,< 0.01); 同時, T1父母關(guān)愛→T2自尊(β = 0.31,0.01)/神經(jīng)質(zhì) (β = –0.38,< 0.001)以及T2自尊(β = –0.28,0.01)/神經(jīng)質(zhì)(β = 0.21,< 0.05)→T2抑郁均顯著, 兩者中介效應為–0.09/–0.08, 對應95%CI為(–0.16, –0.02)/(–0.15, –0.01), 均未包括0, 故部分中介作用均顯著。在高分組, T1父母關(guān)愛→T2抑郁不顯著(β = –0.20,> 0.05), 但T1父母關(guān)愛→T2自尊(β = 0.60,0.001)/神經(jīng)質(zhì)(β = –0.44,< 0.001)以及T2自尊(β = –0.45,0.001)/神經(jīng)質(zhì)(β = 0.36,< 0.01)→T2抑郁的路徑均顯著, 兩者中介效應為–0.27/–0.16, 其95%CI為(–0.34, –0.20)/(–0.21, –0.11), 均未包括0, 中介效應均顯著, 兩者在T1關(guān)愛與T2抑郁間起完全中介作用。綜上, 隨著友誼質(zhì)量的提高, 父母關(guān)愛對自尊/神經(jīng)質(zhì)的延時影響增大, 自尊/神經(jīng)質(zhì)的延時中介效應隨之增強。

其次, 在圖4初始模型基礎(chǔ)上增加控制T2父母關(guān)愛的作用。模型整體擬合指數(shù)較差(χ2/= 8.26, NFI = 0.59, CFI = 0.60, RMSEA = 0.220), T1友誼質(zhì)量→T2抑郁、T1關(guān)愛×T1友誼→T2抑郁的作用不顯著, 故刪除其路徑; 同時, T1父母關(guān)愛→T2自尊(β = 0.04,> 0.05)/神經(jīng)質(zhì)(β = –0.09,> 0.05)的預測不顯著, 但T2自尊(β = –0.26,< 0.001)/神經(jīng)質(zhì)(β = 0.15,< 0.05)→T2抑郁的作用顯著, T2自尊/神經(jīng)質(zhì)的中介效應為–0.01/–0.01, 其95%CI(–0.04, 0.02)/(–0.04, 0.01)均包含0, 中介效應不顯著, 故刪除T1父母關(guān)愛→T2自尊/神經(jīng)質(zhì)的路徑。在此基礎(chǔ)上, 增加T1/T2父母關(guān)愛以及T2自尊與神經(jīng)質(zhì)的殘差相關(guān), 模型整體擬合指數(shù)可以接受(χ2/= 1.90, NFI = 0.90, CFI = 0.95, RMSEA = 0.077)。圖5顯示, T1父母關(guān)愛→T2抑郁的直接效應(β = –0.14)接近顯著, 小于僅控制性別時的效應(β = –0.28); T2自尊/神經(jīng)質(zhì)對關(guān)愛→抑郁的直接中介作用消失; T1關(guān)愛×T1友誼→T2自尊/神經(jīng)質(zhì)均顯著, 且與僅控制性別時的預測力相近、預測性質(zhì)不變。

圖4 控制性別作用后, 父母關(guān)愛對留守兒童抑郁的延時影響模型

再者, 考察友誼質(zhì)量調(diào)節(jié)效應是否受學段調(diào)節(jié)。對小學留守兒童而言, 圖4 (χ2/= 2.42, NFI = 0.70, CFI = 0.76, RMSEA = 0.160)、圖5 (χ2/= 1.97, NFI = 0.72, CFI = 0.82, RMSEA = 0.133)模型的擬合指數(shù)均較差, 同時T1關(guān)愛×T1友誼→T2自尊/神經(jīng)質(zhì)的作用均不顯著。對初中留守兒童而言, 圖4 (χ2/= 1.46, NFI = 0.91, CFI = 0.97, RMSEA = 0.070)、圖5 (χ2/= 1.57, NFI = 0.90, CFI = 0.96, RMSEA = 0.075)模型的擬合指數(shù)均可接受, 且T1關(guān)愛×T1友誼→T2自尊(β = 0.23/0.20)/神經(jīng)質(zhì)(β = –0.23/–0.30)的作用均顯著(s < 0.05)。說明, 兩種控制條件下友誼質(zhì)量的調(diào)節(jié)效應均顯著, 且與總樣本中調(diào)節(jié)作用的實質(zhì)一致。

最后, 對M2中T2自尊/神經(jīng)質(zhì)對T1父母關(guān)愛→T2抑郁路徑的調(diào)節(jié)作用進行檢驗。僅控制性別作用(χ2/= 5.16, NFI = 0.49, CFI = 0.52, RMSEA = 0.166)和同時控制性別與T2父母關(guān)愛作用(χ2/= 7.67, NFI = 0.37, CFI = 0.38, RMSEA = 0.211)兩種條件下, 模型整體擬合情況均較差, 且T1關(guān)愛×T2自尊/神經(jīng)質(zhì)→T2抑郁的路徑均不顯著, 說明調(diào)節(jié)作用不存在。

綜上, H1假設(shè)、H2與H3中的中介作用假設(shè)、H5的部分假設(shè)以及H6被證實; H2與H3中的調(diào)節(jié)作用假設(shè)、H4以及 H5的部分假設(shè)未獲支持。

4 討論

本文借助抑郁的素質(zhì)壓力理論框架, 以留守兒童為被試, 以父母關(guān)愛缺失為壓力, 以低自尊、神經(jīng)質(zhì)人格和低友誼質(zhì)量為素質(zhì), 考察了它們對抑郁的交互影響。

4.1 留守現(xiàn)象對兒童心理適應有不利影響

趙景欣、劉霞和張文新(2013)認為, 在沒有根據(jù)實驗研究程序嚴格選擇實驗組(留守兒童)和對照組的情況下, 難以判斷父母外出與兒童心理問題間的因果關(guān)系。本研究雖未采用隨機化程序選擇被試, 但通過追蹤設(shè)計選取了2.5年內(nèi)一直處于相同留守狀態(tài)的單、雙留守為實驗組以及非留守為對照組, 控制了性別、留守時間、家庭結(jié)構(gòu)、曾留守經(jīng)歷、實際監(jiān)護人變更的影響, 為較準確地判斷留守現(xiàn)象對兒童發(fā)展的影響奠定了基礎(chǔ)。

與非留守相比, 單、雙留守前后測中報告的父母關(guān)愛均較少、抑郁均較高, 表明留守兒童的抑郁情緒相對嚴重, 且缺少父母關(guān)愛是其重要誘因。這與“壓力是抑郁誘因”的素質(zhì)壓力理論觀點一致。究其原因, 缺少父母關(guān)愛會導致兒童對親情、陪伴、支持的需要得不到滿足, 并引發(fā)周圍人的歧視與欺負, 使之出現(xiàn)抑郁的可能性增大。研究還發(fā)現(xiàn), 單、雙留守在變量的即時和延時相關(guān)系數(shù)上的差異均不顯著, 表明研究變量對兩類兒童抑郁的影響模式趨于一致; 但雙留守后測抑郁高于前測, 說明除父母關(guān)愛等變量外, 還有其它壓力與素質(zhì)助推了抑郁的不利發(fā)展。例如, 與單留守相比, 雙留守報告的同伴欺負更多(傅王倩, 張磊, 王達, 2016)、家庭氣氛更冷清、監(jiān)護人的學習管理能力更差(范興華, 簡晶萍, 陳鋒菊, 于夢嬌, 周妍, 諶俏, 2018)、對留守煩惱的消極評價更高(趙景欣, 申繼亮, 2011), 且上述變量對抑郁均有正向預測性。這些風險因素與父母關(guān)愛缺失以及青春期身心適應問題匯聚在一起, 容易使雙留守感到無力應對, 從而導致抑郁增加。

圖5 控制性別與T2父母關(guān)愛作用后, T1父母關(guān)愛對留守兒童T2抑郁的延時影響模型

4.2 父母關(guān)愛對留守兒童抑郁的影響

控制性別作用后, 留守兒童感知到的父母關(guān)愛越少, 體驗到的即時與延時抑郁越多。父母是個體成長過程中的重要他人, 對兒童青少年社會性情緒發(fā)展的作用主要體現(xiàn)為提供情感支持和工具性支持并與之建立起心理聯(lián)結(jié); 從病理學看, 缺乏父母支持是青少年抑郁發(fā)生的高風險因素(田錄梅等, 2012)。由于親子長期分離, 留守兒童得到的父/母情感支持與工具性支持較少, 面對壓力時容易產(chǎn)生抑郁情緒; 而且, “血濃于水”的親情關(guān)愛有不可替代性, 因此父母關(guān)愛缺失對抑郁亦有延時效應。這提示, 要減少留守現(xiàn)象對兒童成長的影響, 父母的參與必不可少。

同時控制性別與后測父母關(guān)愛的作用后, 前測父母關(guān)愛對后測抑郁仍有直接效應, 但明顯小于僅控制性別時的作用。結(jié)合圖5中T1/T2關(guān)愛呈高相關(guān)以及T2關(guān)愛→T2抑郁/自尊/神經(jīng)質(zhì)的路徑均顯著可知, T1關(guān)愛通過T2關(guān)愛的部分中介或直接對T2抑郁或再經(jīng)T2自尊/神經(jīng)質(zhì)后對T2抑郁產(chǎn)生影響, 此時T2關(guān)愛的中介效應占總效應的65%{[–0.40– (–0.14)]/–0.40 = 65%}。這提示, 盡管父母關(guān)愛缺失對兒童抑郁有長期不利, 但該影響并非完全不能逆轉(zhuǎn), 外出父母若能把握當下, 給予孩子適度關(guān)愛, 亦能在較大程度上消除前期關(guān)愛缺失對兒童當下抑郁的不利影響, 起到“亡羊補牢, 未為晚也”之效。

4.3 自尊、神經(jīng)質(zhì)在父母關(guān)愛與抑郁關(guān)系中的中介與調(diào)節(jié)

控制性別作用后, 自尊與神經(jīng)質(zhì)在父母關(guān)愛對抑郁的即時預測中起部分中介作用, 后測自尊與神經(jīng)質(zhì)在延時預測中起部分中介作用; 增加控制后測父母關(guān)愛的作用后, 后測自尊與神經(jīng)質(zhì)的直接中介效應消失, 轉(zhuǎn)而通過間接的鏈式中介(T1父母關(guān)愛→T2父母關(guān)愛→T2自尊/神經(jīng)質(zhì)→T2抑郁)發(fā)揮作用。說明, 父母關(guān)愛對抑郁的抑制作用可部分通過提升即時或延時的自尊和情緒穩(wěn)定性來實現(xiàn)。父母關(guān)愛象征著父母在情感層面對孩子的接納和認同, 有助于孩子形成積極的自我認知和保持良好的情緒狀態(tài), 進而減少抑郁發(fā)生。就留守兒童而言, 親子長期缺乏直接互動, 加之父母文化程度較低, 難以理解親子溝通的重要性也不懂得溝通技巧, 使得他們有被拋棄感; 同時, 由于缺乏父/母保護, 生活中容易遭受外界歧視。被拋棄感和被歧視感的存在, 會引發(fā)兒童對自我與世界公正信念的質(zhì)疑, 致其自尊降低、情緒狀態(tài)變差。在素質(zhì)壓力理論看來, 對自我、世界的消極認知是引發(fā)個體抑郁的重要直接原因。從信息加工的角度來看, 低自尊者對負性信息存在注意偏向, 高神經(jīng)質(zhì)者對外界刺激反應過于強烈, 壓力情境下均易產(chǎn)生沮喪等消極情緒, 從而增加了抑郁發(fā)生的風險。

兩種控制條件下, 自尊、神經(jīng)質(zhì)對父母關(guān)愛與抑郁關(guān)系的即時和延時調(diào)節(jié)作用均不顯著, 自尊緩沖假說和陽性乘法模型均未獲支持。這與Moksnes等(2016)的結(jié)果一致, 但與Eisenbarth (2012)和黨清秀等(2016)的結(jié)果相左。已有結(jié)果明顯不一致, 可能與各研究關(guān)注壓力的不同層面有關(guān)。研究顯示, 自尊能緩沖同伴壓力對抑郁的作用(Moksnes, Moljord, Espnes, & Byrne, 2010), 卻不能調(diào)節(jié)家庭生活壓力(Moksnes et al., 2010)和相依性壓力事件(dependent events, 指事件發(fā)生可受個體控制或影響)對青少年抑郁的影響; 神經(jīng)質(zhì)對壓力與抑郁關(guān)系的調(diào)節(jié)取決于壓力對個體的影響, 不嚴重的壓力事件對抑郁的消極效應與神經(jīng)質(zhì)水平無關(guān)(Yang et al., 2008)。由此看來, 自尊不能緩沖家庭生活壓力和相依性壓力對抑郁的效應, 神經(jīng)質(zhì)不會加重一般生活壓力對抑郁的影響。

父母關(guān)愛缺失源于家庭教養(yǎng), 兒童對其感受既不十分強烈(見表1), 也非完全不可改變。外出父母與留守子女通常會定期溝通, 必要時兒童可主動與外出父母取得聯(lián)系。不僅如此, 稍長的兒童能認識到父母外出務工對增強家庭教育投資能力和改善家人生活具有的積極意義, 有助于他們更好地詮釋父母關(guān)愛的內(nèi)涵?？傊? 父母關(guān)愛缺失這種來自家庭內(nèi)部的生活壓力, 因其影響程度一般且具有相依性特點, 可能導致它與自尊、神經(jīng)質(zhì)的交互作用不顯著。

4.4 友誼質(zhì)量對父母關(guān)愛與自尊、神經(jīng)質(zhì)、抑郁關(guān)系的調(diào)節(jié)作用

友誼質(zhì)量對父母關(guān)愛→自尊/神經(jīng)質(zhì)/抑郁的即時路徑和對父母關(guān)愛→抑郁的延時路徑的調(diào)節(jié)作用均不顯著。親子關(guān)系與友誼關(guān)系是兒童青少年的兩種主要親密關(guān)系, 對其適應均有促進作用; 但與友誼支持相比, 父母支持是早期青少年情緒問題的最好預測指標(Helsen, Vollebergh, & Meeus, 2000)。而且, 在大多數(shù)留守兒童看來, 他人不可能提供太多有價值的幫助, 因為父母是不可替代的(周宗奎等, 2005)。這一認知圖式影響了他們對各類社會支持的接納, 故調(diào)節(jié)效應不顯著。但T1關(guān)愛×T1友誼→T2自尊/神經(jīng)質(zhì)的路徑均顯著, 隨著友誼質(zhì)量提高, 父母關(guān)愛對自尊/神經(jīng)質(zhì)的延時影響增大。社會支持理論(social provisional theory)指出, 父母和同伴是影響兒童青少年發(fā)展的兩種重要支持來源, 當一種關(guān)系質(zhì)量較差時, 另一種關(guān)系會變得更為重要(Furman & Buhrmester, 1985)。盡管父母不可替代, 但隨著留守時間的延長, 兒童慢慢適應了缺少父母關(guān)愛的生活, 他們常通過友伴活動來轉(zhuǎn)移注意力和消解煩惱(范興華, 2012)。而且, 友誼質(zhì)量與移情能力(Chow, Ruhl, & Buhrmester, 2013)、人際感恩水平(Cohen, 2012)呈顯著正相關(guān)。這意味著, 友誼質(zhì)量較高的留守兒童, 對父母關(guān)愛的感知能力與感恩水平均較高, 有助于他們形成積極的自我心理表征。從長遠觀點看, 這將促進自尊和情緒穩(wěn)定性的發(fā)展。因此, 友誼質(zhì)量能增強父母關(guān)愛對自尊與神經(jīng)質(zhì)人格的延時影響。此外, 該效應僅發(fā)生在初中兒童中。究其原因, 可能與兒童的思維發(fā)展趨勢有關(guān)。初中兒童的抽象性邏輯思維較小學兒童更為成熟, 能更加全面客觀地認識父母關(guān)愛的本質(zhì)。從小學到初中, 留守兒童中“認為父母外出主要是為了持家和供自己成長”的人數(shù)比例隨年級升高而增加(周宗奎等, 2005)。

4.5 研究的意義、局限性及啟示

本研究采用追蹤設(shè)計考察了父母關(guān)愛對留守兒童抑郁的影響機制, 檢驗了素質(zhì)壓力理論的觀點, 豐富了處境不利兒童之研究成果; 同時為干預留守兒童抑郁提供了視角。首先, 增加兒童對父母關(guān)愛的感知。外出父母可利用電話、網(wǎng)絡等媒介實現(xiàn)親子溝通, 為滿足兒童的關(guān)愛需求提供心理上的可及性, 有助于降低其抑郁; 其次, 提升兒童自尊和情緒穩(wěn)定性, 可部分抵消父母關(guān)愛缺失對抑郁的影響, 進而降低抑郁風險; 再次, 幫助兒童建立起良好的友誼關(guān)系, 既可直接消解其抑郁情緒, 也可間接助推自尊與神經(jīng)質(zhì)人格的延時中介能力。

研究亦存在明顯局限。一是留守兒童被試共151人, 被試量較少。按照Bentle的觀點, 樣本量至少要有待估計參數(shù)數(shù)目的5倍以上。圖5初始模型最為復雜, 待估計參數(shù)17個, 需要85名以上被試, 超過四年級樣本量。因此, 擴大樣本量能提高結(jié)果的信效度。二是一些重要因素未被納入。研究顯示, 親子分離時年齡越小, 兒童的抑郁水平越高(Liu, Li, & Ge, 2009); 6歲前與父母分離的兒童, 留守時間對抑郁無明顯影響; 6歲后分離的兒童, 留守時間越長, 抑郁水平越高(Ling, Fu, & Zhang, 2015); 親子溝通越頻繁、話題越多, 兒童的抑郁風險越低(Wang et al., 2015)。后續(xù)研究若能控制分離年齡的主效應、分離年齡與留守時間的交互效應以及親子溝通的作用, 亦可提高研究的內(nèi)部效度。

研究為后續(xù)探究提供了啟示。目前, 尚未發(fā)現(xiàn)某種素質(zhì)能完全解釋抑郁的發(fā)生。自尊與神經(jīng)質(zhì)的即時中介效應、延時中介效應分別占總效應的29%與30%, 提示在父母關(guān)愛與留守兒童抑郁關(guān)系中, 有其他中介變量存在, 需進一步探討。

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The influence mechanism of parental care on depression among left-behind rural children in China: A longitudinal study

FAN Xinghua1; FANG Xiaoyi2; HUANG Yuesheng1; CHEN Fengju1; YU Si1

(1Department of Education, Hunan First Normal College, Changsha 410205, China) (2Institute of Developmental Psychology, Beijing Normal University, Beijing 100875, China)

There are about 61.02 million left-behind rural children in China, who were left at their hometowns by one or both of their rural-to-urban migrant parents. As a result of parental migration, left-behind children receive compromised parental care and are at higher risk for depression than non-left-behind children. In light of the huge number of Chinese left-behind children and their heightened risk for depression, the association between parental care and left-behind children’s depression and the underlying mechanisms were examined in a sample of 279 fourth-graders and seventh-graders over 2.5 years. The analytic sample included 72 children left behind by both parents, 79 children left behind by fathers, and 56 non-left-behind children. These children’s family structure, guardians, and the left behind type remained stable across the 2.5 years.

The results showed that children left behind at home by one or both of their migrant parents reported less parental care and higher depression at both the pretest and the posttest than non-left-behind children. Depression assessed at posttest was higher than that at pretest among children left behind by both parents. When controlling for gender, parental care at pretest was associated with concurrent depression among left-behind children via self-esteem and neuroticism; parental care at pretest also was associated with left-behind children’s depression at posttest via self-esteem and neuroticism at posttest. When controlling for gender and posttest parental care, pretest parental care was marginally associated with posttest depression but the mediation effects via posttest self-esteem and neuroticism disappeared. Under either controlling condition, the interaction between pretest parental care and pretest friendship quality predicted posttest self-esteem and neuroticism. Specifically, associations between pretest parental care and posttest self-esteem and neuroticism were stronger among left-behind 7th-graders with higher friendship quality than those with lower friendship quality.

The findings of this study supported some propositions of the diathesis-stress theory on depression. Moreover, the findings have several practical implications for future intervention on reducing depression among left-behind children. Programs that aim to decrease those children’s depression should pay attention to strengthening their parental care, improving their self-esteem and emotional stability, and promoting their friendship quality.

left-behind rural children; parental care; depression; self-esteem; neuroticism; friendship quality

2016-05-18

* 國家社科基金一般項目(13BSH064)資助。

方曉義, E-mail: fangxy@bnu.edu.cn

B844

10.3724/SP.J.1041.2018.01029