三、研究結果
(一)
父母婚變對孩子福利的負面影響確實存在,尤其是一些家庭的經(jīng)濟狀況因此惡化,其中有5成分居父母未承擔撫養(yǎng)費(或目前未給付),即使承擔的也大多僅限于基本生活費且數(shù)額普遍較低,如每月給付200元以上的僅占12.4%,月平均105元,而且孩子越大所獲得的撫養(yǎng)費越少(1~4年級平均116元,5~6年級104元,初中僅98元);有24.2%的監(jiān)護人自述生活水平下降,而子女認為父母離婚后自己的生活受到不同程度影響的達43.5%(初中生更多些,達49.8%,見表1)。
表1.子女自述父母離婚的影響程度(%)
| 生活 | 學習 | 情緒 | ||||||
初小 | 高小 | 初中 | 初小 | 高小 | 初中 | 初小 | 高小 | 初中 | |
影響較大 | 3.5 | 9.0 | 8.0 | 2.8 | 10.4 | 7.0 | 4.2 | 8.3 | 6.6 |
有一些影響 | 28.9 | 36.1 | 41.8 | 31.0 | 36.8 | 43.7 | 38.0 | 44.4 | 47.9 |
無影響 | 67.6 | 54.9 | 50.2 | 66.2 | 52.8 | 49.3 | 57.7 | 47.2 | 45.5 |
合計 | 100.0 | 100.0 | 100.0 | 100.0 | 100.0 | 100.0 | 100.0 | 100.0 | 100.0 |
N(樣本數(shù)) | 142 | 144 | 213 | 142 | 144 | 213 | 142 | 144 | 213 |
Gamma系數(shù) | | -.215** | | | -.203** | | | -.142* | |
* p<0.05,** p<0.01,*** P<0.001,下同。
由于一些當事人離婚時孩子尚小,因此,子女述說父母分手對自己的學習或情緒無影響的分別高達55.1%和49.5%,其中高年級學生的負面影響較大些(見表1)。但班主任認為這些父母離異學生的學習成績較差或很差的達41.8%,而且,他們對其心理缺陷各項指標的認同率都明顯高于家長(測量刻度:1、嚴重,2、有一些,3、無)。在對孩子有無任性、自私或欺騙等不良品性作判別時,班主任的打分平均值也都顯著低于家長(見表2)。
表2.班主任和家長對父母離異學生心理發(fā)展的評價差異(分)
| 自卑 | 脆弱 | 孤僻 | 冷漠 | 過于敏感 | 任性 | 自私 | 欺騙 | |
班主任 | 平均值 | 2.43 | 2.49 | 2.52 | 2.55 | 2.47 | 2.34 | 2.45 | 2.38 |
標準差 | 0.62 | 0.62 | 0.61 | 0.60 | 0.60 | 0.71 | 0.66 | 0.69 | |
家長 | 平均值 | 2.68 | 2.64 | 2.70 | 2.87 | 2.64 | 2.43 | 2.74 | 2.74 |
標準差 | 0.53 | 0.56 | 0.55 | 0.36 | 0.60 | 0.68 | 0.51 | 0.51 | |
Z檢驗 | -7.02*** | -4.22*** | -5.22*** | -9.46*** | -4.54*** | -2.28* | -7.57*** | -9.63*** |
由于離婚常常伴隨著嚴重沖突的過程,也使相當一部分子女深受其害。子女所耳濡目染父母經(jīng)常爭吵的占29.8%,有時爭吵的達31.0%;經(jīng)常打架的占5.4%,偶爾動手的為28.2%(其中父打母占39.2%,母打父為8.2%,雙方互毆的達52.5%)。36.8%的父母在子女面前詆毀對方(其中父親為25.5%,母親占27.7%,雙方互相拆臺的達46.7%)。因此,有28.6%的孩子認為父母的嚴重沖突影響了自己的生活,諸如吵架后一走了之或無心持家,使孩子挨餓、外買或到親戚處“混飯”、借宿、捱日子以及半夜紛爭吵醒孩子影響睡眠等事例不勝枚舉;38.8%的學齡少兒埋怨家長的爭斗攪亂了自己的情緒,緊張、害怕、渾身發(fā)抖、大哭不止、心煩意亂、感覺丟臉等是常見的不良癥狀;29.2%的子女述說雙親的吵架影響了自己的學習,使之上課走神、做作業(yè)分心、剛思考出的解題方法被嚇得忘掉乃至成績一落千丈等。
然而,統(tǒng)計結果同時顯示,盡管有31.0%的家長述說離婚后生活水平下降,但只有17.0%認為目前孩子的生活安排較差(其中雖有家庭經(jīng)濟狀況惡化或確實不負責任者,也有因工作性質關系如個體經(jīng)營、海員、出租車司機、營銷員等工作繁忙或經(jīng)常出差以及因病殘等難以盡職者);無論是家長還是班主任,認為孩子自卑、孤僻、冷漠等心理缺陷嚴重的僅在1~7%,任性、自私、欺騙行為較嚴重的占3~14%;班主任認為該離異家庭孩子與同學關系欠佳的僅為15.8%,家長首肯親子關系欠佳(打1~2分)的只占1.2%,而90%認為子女與自己的關系很好或較好(打4~5分)。
68.4%的監(jiān)護人首肯“子女教育的關鍵在于家長的素質而不是家庭的類型”,大多數(shù)家長在婚姻解體后采取一定的措施以盡快消除孩子的消極影響,如有42.2%的家長著力謀職或加班加點或自己省吃儉用以盡量滿足孩子的物質需求,54.0%的監(jiān)護人設法讓孩子參加各種課外學習和活動,或請家教等努力擴大孩子的知識面和增進其學業(yè)進步,23.2%的父母即使工作、家務再忙,休息天、節(jié)假日也要陪伴孩子去游樂、參觀(女性達30.2%,顯著高于男性的18.1%),相當一部分家長則采取不在孩子面前貶低前夫(妻)以及為前夫(妻)與孩子的積極互動創(chuàng)造條件。這些都為及時治愈孩子的身心創(chuàng)傷作了鋪墊。
此外,父母婚變的經(jīng)歷也對不少孩子的成長具有積極意義并出現(xiàn)一些正向性的改變。班主任在回答“您認為該父母離異學生與同班父母雙全的普通學生相比,有哪些差異?如有,請具體描述”的詢問時,首肯比一般學生差或更消極的占28.4%,既有積極、好的又有消極、差的方面的為26.8%,無明顯差異的占32.4%,另有12.4%父母離異少兒則具有比一般學生更積極、成熟或好的品格性情。該開放性問題所具體描述的積極、正向的品性有311人次(每人最多可擇三項),主要集中在“集體觀念強,樂于助人,同學關系好”(占14.8%)、“愛勞動,特別肯干,動手能力強”(14.1%)、“體貼長輩,尊敬師長,對人有禮貌”(占12.9%)、“生活自理能力強”(占11.9%)、“上進心強,嚴格要求自己,學習刻苦”(10.3%)、“有愛心,待人誠實善良”(8.0%)方面。一些學生被老師贊為“全面發(fā)展”、“成績、品德全班第一”、“各方面都很優(yōu)秀”的佼佼者。而同居家長例舉子女一項或多項比父母雙全孩子更積極、成熟的品性的更高達77.2%(993人次),其中最多的是“自理能力強”(占40.4%)、“更體貼父母”(34.2%)和“較節(jié)儉”(30.6%,見表3)。
表3.監(jiān)護人自述子女有更積極、成熟的方面(多選,%)
項 | 合計 | 監(jiān)護人性別 | 子女性別 | ||||||
男 | 女 | X2檢驗 | 男 | 女 | X2檢驗 | ||||
無 | 22.8 | 24.3 | 20.8 | 0.875 | | 26.1 | 18.6 | 3.869 | * |
自理能力強 | 40.4 | 41.0 | 39.6 | 0.092 | | 33.6 | 49.1 | 12.324 | *** |
更體貼父母 | 34.2 | 28.5 | 42.0 | 9.903 | ** | 31.4 | 37.7 | 2.172 | |
較節(jié)儉 | 30.6 | 29.2 | 32.5 | 0.657 | | 28.6 | 33.2 | 1.233 | |
適應性強 | 30.0 | 29.9 | 31.1 | 0.093 | | 30.4 | 30.5 | 0.001 | |
富于同情心 | 29.6 | 26.0 | 34.4 | 4.127 | * | 27.1 | 32.7 | 1.844 | |
心理承受能力強 | 19.0 | 17.7 | 21.2 | 0.974 | | 19.3 | 19.1 | 0.003 | |
能奮發(fā)向上 | 13.9 | 13.9 | 14.2 | 0.007 | | 10.0 | 19.1 | 8.457 | ** |
(二)子女身心健康的多維量表測定
為了測定孩子身心健康諸多變量間的結構矩陣和進行歸納、復合,從總體上把握該指標體系的共同因素序列,并根據(jù)其內在的數(shù)量關系計算出合成總分,以便估計離婚對孩子的多因素影響,我們采用因素分析法來進行簡化、合成。鑒于國外有研究表明監(jiān)護人往往會低估孩子的負面影響,而教師則未必夸大離異家庭孩子的問題;我們的研究也顯示家長對孩子的評價明顯高于班主任,加上不少孩子由于年齡限制往往對相關的心理測量指標難以準確理解,因此,本研究將以教師回答的資料來測定學齡少兒身心發(fā)展的量表。
表4.子女身心發(fā)展量表的因素分析結果
項 | 因素1 | 因素2 | 因素3 | 因素4 |
明辨是非 | .551 | .522 | .422 | .047 |
同情心 | .725 | .311 | .296 | .092 |
有禮貌 | .704 | .261 | .267 | .106 |
愛勞動 | .809 | .134 | .135 | .101 |
自理能力 | .715 | .271 | .096 | .048 |
與同學關系 | .682 | .260 | .260 | .209 |
上進心 | .438 | .704 | .364 | .031 |
智力 | .241 | .763 | -.187 | .190 |
用功 | .343 | .724 | .439 | .022 |
學習成績 | .283 | .843 | .221 | .102 |
誠實 | .398 | .386 | .647 | .111 |
自私 | .382 | .047 | .631 | .254 |
欺騙 | .164 | .299 | .751 | .142 |
任性 | .181 | -.003 | .714 | .194 |
自卑 | .004 | .324 | .143 | .740 |
脆弱 | .007 | .059 | .056 | .738 |
孤僻 | .268 | .055 | -.025 | .761 |
冷漠 | .338 | .091 | .253 | .575 |
過于敏感 | -.023 | -.115 | .314 | .669 |
特征值 | 3.96 | 3.28 | 2.92 | 2.71 |
因素解釋量 | 20.82 | 17.27 | 15.37 | 14.27 |
信度 | 0.89 | 0.89 | 0.79 | 0.78 |
新因素命名 | 社會適應 | 學業(yè) | 品行 | 心理發(fā)展 |
因素分析結果表明,19個變量簡化、復合為“社會適應”、“學業(yè)”、“品行”和“心理發(fā)展”4個新因子,其特征值分別為3.96、3.28、2.92和2.71,總解釋量為67.72%,信度均大于0.7(見表4)。這4個側面合成子女身心健康的多維組合量表。我們將分別估計這4個子量表的多元影響因素。同時,由于各自變量對不同側面的影響性質和強度可能不同,我們還將以每個因子的方差貢獻率為權數(shù),計算4個因子得分估計值的合成分數(shù)即孩子身心健康狀況總值(最高值為13.336,最低值僅-19.304,平均值為-0.039,標準差為6.499)。
為了排除自變量間的多重共線性對回歸模型擬合度的影響,我們還對各自變量間的相關程度進行測定。由于“婚姻延續(xù)時間”變量與“離婚至今的時間”等有較強的相關,將不納入回歸模型。Correlations相關矩陣顯示,監(jiān)護人的性別、教育程度和是否盡職,孩子的性別,老師和同學的態(tài)度以及離婚后家庭生活水平的升降與孩子的身心健康水平呈顯著相關,但由于簡單的相關分析未排除多元因素的相互作用,其結果可能存在虛假相關,因此,我們還將通過對其他因素的控制來分別估計各解釋變量的影響性質和強度。
(三)
根據(jù)我們的假設,離婚對子女的影響大小還取決于一系列其它因素。下面將借用多元回歸方法來估計所選擇的決定因素的影響作用。表5的第1列是以所計算出的離異家庭孩子身心健康總值作因變量的回歸模型,我們把它稱之為綜合模型;后4列是對孩子身心健康4個子量表的多元影響因素的回歸估計,我們稱之為多維模型。
綜合回歸模型基本證實了我們的理論假設并具有較好的擬合度,R2高達40.8%。分析結果表明:(1)監(jiān)護人是否盡心盡職與孩子身心發(fā)展的關系最為顯著,Beta值高達0.461;(2)父母離婚對女孩及年幼孩子的影響相對較??;(3)學校環(huán)境對離異少兒身心健康的影響主要體現(xiàn)在教師對他們的態(tài)度和行為;(4)家長的職業(yè)與孩子的身心健康呈弱相關,父母無業(yè)或為商業(yè)、服務人員,其孩子身心健康水平較差的概率更大些;(5)家庭結構與孩子的影響未呈現(xiàn)顯著性,母親監(jiān)護與父親監(jiān)護的孩子無顯著差異,有無繼父母以及與繼父母的關系也與孩子成長無顯著相關;(6)正如我們所預測的那樣,家庭生活水平的下降未必對孩子的身心發(fā)展有消極影響;(7)婚姻沖突以及父母離婚距今的時間對孩子的負效應未得到證實。
表5.離婚對子女影響的多因素回歸分析結果(Beta值)
影 | 總值 | 社會適應 | 學業(yè) | 品行 | 心理發(fā)展 | |||||
一、子女特征 | | | | | | | | | | |
性別(女為1) | .209 | *** | .214 | *** | .055 | | .194 | *** | -.088 | |
年齡 | -.222 | *** | -.095 | * | -.078 | | -.087 | | -.204 | *** |
二、家庭結構 | | | | | | | | | | |
監(jiān)護人性別(女為1) | -.052 | | -.035 | | -.071 | | -.017 | | .031 | |
離婚距今時間 | -0.52 | | 0.20 | | -0.13 | | -.036 | | -.072 | |
有無繼父母(有為1) | -.015 | | -.020 | | -.042 | | -.007 | | .010 | |
三、家庭經(jīng)濟資源 | | | | | | | | | | |
監(jiān)護人職業(yè)(以無業(yè)為參照) | | | | | | | | | | |
| .145 | * | .033 | | .035 | | .126 | | .121 | |
| .123 | | .110 | | -.008 | | .086 | | .051 | |
| .104 | * | .028 | | .027 | | .082 | | .087 | |
父母離婚后生活水平下降 | .012 | | .022 | | -.014 | | -.017 | | -.002 | |
目前撫養(yǎng)費數(shù) | .044 | | .004 | | .042 | | .040 | | -.006 | |
四、父母素質 | | | | | | | | | | |
監(jiān)護人教育程度 | .052 | | -.072 | | .140 | ** | -.018 | | .080 | |
離婚前沖突(以不吵或子女小為參照) | | | | | | | | | | |
爭吵但避開子女 | -.022 | | -.019 | | .024 | | .031 | | -.030 | |
| .038 | | -.015 | | .052 | | .009 | | .039 | |
認同子女教育的關鍵是家長素質 | .101 | ** | .093 | * | .004 | | .046 | | .053 | |
監(jiān)護人盡職 | .462 | *** | .277 | *** | .314 | *** | .242 | *** | .061 | |
五、社會環(huán)境 | | | | | | | | | | |
學校老師關照到位 | .099 | ** | .148 | ** | .043 | | -.018 | | -.011 | |
同學有歧視、嘲笑行為 | -.032 | | -.087 | * | -.036 | | .014 | | .079 | |
R2 | 40.3 | 21.8 | 15.8 | 13.2 | .080 | |||||
F | 19.136*** | 7.902*** | 5.333*** | 4.296*** | 2.474** |
多維模型的分析結果除了證實監(jiān)護人較盡職的孩子身心健康狀況更佳外,還顯示了如下發(fā)現(xiàn):(1)教師的關照到位、同學無歧視等行為的學校環(huán)境,有利于離異家庭孩子的社會適應;(2)監(jiān)護人教育程度較高,孩子有更大的概率在學業(yè)方面較出色;(3)女孩在品行、社會適應方面優(yōu)于男孩,在學業(yè)方面與男孩相比無明顯優(yōu)勢,心理發(fā)展遜于男孩,但顯著性程度略差(Beta=-0.088,Sig.=0.054);(4)孩子的年齡僅與其社會適應、心理發(fā)展有一定關聯(lián),但與學業(yè)、品行無顯著相關。
四、對研究結果的分析和討論
本研究對離異家庭孩子、家長及其教師問卷調查的描述性分析結果基本支持了“有限影響”的理論,即父母的婚變確實對學齡少兒的生活福利、學業(yè)、品行、心理發(fā)展和社會適應具有不可忽略的消極影響,但負效應并非如一些學者所推測或傳媒所渲染的那么嚴重。不少孩子在家庭變故的挫折經(jīng)歷中成長、成熟。我們所設的一些促進孩子正向性改變指標的統(tǒng)計結果,提供了離異家庭孩子在逆境中成長的定量研究報告。其中家長自述子女的生活安排較差或心理缺陷嚴重或有嚴重偏差行為的比重都不高,首肯親子關系欠佳的更為少見,而首肯孩子自理能力比一般孩子強、更體貼父母、較節(jié)儉、適應性較強及富于同情心的則分別占30~40%。
多元回歸分析結果除了支持監(jiān)護人的盡心盡職具有較強的解釋力外,還顯示了幾個值得注意的發(fā)現(xiàn),其中有的與前人的研究結果吻合,有的則不符;有的與原先的假設一致,有的則有差距。下面我們分別對上述估計結果加以解釋和討論。
1、關于家庭生活水平
2、關于家庭結構
此外,盡管相關分析顯示有繼父母的家庭生活水平上升的較多些(Correlations=0.215,Sig.=0.000),同時,考慮到雖有繼父母但與繼子女關系欠佳者可能對孩子更為不利,我們還把凡有繼子女的家庭分為關系好(占50.8%)、關系一般或欠佳(分別為45.2%和4%)兩類,分別納入模型測試,但對孩子的影響均未呈現(xiàn)顯著相關。其實許多監(jiān)護人未再婚或推遲再婚也是為了孩子,而孩子也未必在心理上接受繼父母,如有64.9%的學齡少兒出于對繼父母是否喜歡自己的擔憂或不想讓陌生人進家或期望父母復婚等原因,不希望有繼父母(即使在與繼父母關系融洽的孩子中也占21.9%),故有無繼父母及其關系結構無顯著作用。
3、關于孩子的年齡
4、關于父母離婚距今的時間
5、關于子女性別
6、關于婚姻沖突
7、關于學校環(huán)境
本研究引入了“正向性改變”的概念,在描述和評價父母婚變與學齡少兒身心健康的關系時支持了西方學者的“有限影響說”,建構模型的分析結果則發(fā)現(xiàn)離婚后父母對孩子是否盡職最具解釋力,女孩及年幼孩子受父母婚變的影響相對較小,而建立無歧視性的學校社會環(huán)境等也將明顯地減少父母離婚對孩子的負面影響。盡管研究結果對相關的理論構架以及對社會改變對離異家庭子女的成見有所裨益,但由于受主、客觀條件的限制,我們的設計仍存在不足,如僅限于在上海這樣的大城市對父母離異孩子的研究,而中國的地區(qū)差異相當大,此外,缺乏健全家庭少兒樣本的參照研究。因此,深入的研究還需在不同家庭結構和區(qū)域的比較上以及對少兒長期影響的估計上再作努力。
(參考文獻略)
(原文載于《中國社會科學》
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