有研究表明，父母教养方式对子女的人格形成、 心理健康 以及童年期行为问题的产生有着重要的影响 ^{〔1, 2〕}。为了对其 进行有效的评估，心理学家编制了多种测量工具，其中 Steinberg 的父母教养方式问卷条目较少，方便施测，且具有较好的 心理测量学品质 ^{〔3, 4〕}，是评价父母教养方式的常用量表之一。 目前，该问卷主要应用于西方的心理学研究，对于其在中国文 化背景下的结构及心理测量 学 品 质 鲜 有 研 究。本 研 究 对 Steinberg 父母教养方式问卷进行了中文版修订，并评价其信 度及效度，旨在为该量表在中国的推广使用提供科学依据。

采用分层随机抽样方法，在河北省保定市抽取 3 所小学、 3 所初中和 3 所高中的 380 名中小学生作为初测样 本，初测问卷有效回收 356 份，问卷有效回收率为 93. 7% 。其 中男生 174 人，女生 167 人，性别缺失 15 人; 年龄 7 ～ 19 岁，平均年龄( 13. 7 ± 2. 9) 岁; 小学生 92 人，初中生 128 人，高中111 人，年级缺失 25 人。采用分层随机抽样方法，在辽宁、 河 南、 山东、 广东、 江苏、 四川和内蒙古 7 个省 18 个城镇抽取 9 所小学、 7 所初中和 7 所高中的 8 000 名中小学生作为正式测 试样本，正式测试问卷有效回收 7 460 份，问卷有效回收率为 93. 3% 。其中男生 3 726 人，女生 3 444 人，性别缺失 290 人; 年龄 7 ～ 19 岁，平均年龄( 13. 5 ± 2. 9) 岁; 小学生 2 072 人，初中生 2 745 人，高中 2 137 人，年级缺失 506 人。

采用 Steinberg 父母教养方式问卷 ^{〔3, 4〕}。该 问卷由参与、 心理自主和严格 /监督 3 个分量表共 26 个条目 组成。“参与” 和“心理自主” 2 个分量表各包括 9 个条目，均 采用 4 点 Likert 评分( 1 = 非常不符合，2 = 不符合，3 = 比较符 合，4 = 非常符合) ; “参与” 分量表得分越高表明父母越能够 融入到子女的生活中，回应更积极、 关心和爱护更多; “心理 自主” 分量表中的条目均为反向计分，分数越高表明父母对 子女的强制越少，更民主、 更愿意鼓励子女。“严格 /监督” 分 量表包括 8 个条目，前 2 个条目测试父母容忍子女夜间“外出 的程度” ( 1 = 不允许外出，2 = 8 点以前，3 = 8 ～ 9 点，4 = 9 ～ 10 点，5 = 10 ～ 11 点，6 = 11 点以后，7 = 随便多晚都可以) ，分数 越高表明父母对子女行为的监管和控制越弱; 后 6 个条目测 试父母对子女业余活动的了解意愿和程度，其中前 3 个条目 评估了解意愿( 1 = 不想了解，2 = 想了解一点，3 = 非常想了 解)，分数越高表明父母对子女越关心，更想知道子女不上课时都干些什么 ;后 3个条目评估了解程度 ( 1=不了解，2=了解一点，3=非常了解)，分数越高表明父母对子女的活动掌握的越清楚。

先由 2名研究者将原量表翻译成中文，然后另 1名研究者将中文版量表的条目再翻译回英文，并与英文原版进行对照。通过对照，找出不规范的译文进行修改。经过几轮讨论和修改后，最后形成中文版 Steinberg父母教养方式问卷的试测本。

对初测样本进行中文版 Steinberg父母教养方式问卷试测本的预测，通过项目分析和探索性因素分析进行项目甄选，排除区分度不高以及双重负荷严重的项目。

采用修订后中文版 Steinberg父母教养方式问卷正式量表对正式测试样本进行测试，评价其信度和效度。

应用 SPSS 13.0软件进行项目分析、探索性因素分析、验证性因素分析以及内部一致性系数和分半信度的计算。

采用中文版 Steinberg父母教养方式问卷试测本对初测样本测量后，将各分量表总分进行高低排序，找出各总分排序中高、低各 27%的观测值。其中参与量表的观测值分别为 26.1和 21.0分，心理自主量表的观测值分别为 19.0和 14.0分，严格 /监督量表的观测值分别为 5.9和 4.6 分。将参与量表总分＞ 26.1分的分数作为高分组，＜ 21分的分数作为低分组;将心理自主量表总分＞ 19.0分的分数作为高分组，＜ 14.0分的分数作为低分组 ;将严格 /监督量表总分＞5.9分的分数作为高分组，＜4.6分的分数作为低分组。采用两个独立样本的 t检验分别检验高分和低分 2组在各条目上差异，结果表明，26个条目决断值的差异均有统计学意义 ( P＜ 0.05)，各量表条目的高、低分 2组间差异均具有统计学意义 ( P＜ 0.001 )。表明该量表试测本中 26个条目均能鉴别出不同受试者的反应程度，且均具有较好的区分度，故保留所有条目进行探索性因素分析。结果表明，KMO检验值为 0.72，Bartlett球形检验达到显著水平 ( P＜ 0.001)，表明此数据适合进行因素分析。设定提取因子数目为 3，采用主成分分析法斜交旋转进行探索性因素分析，删除 2个负荷值间的差≤0.20的 5个具有严重双重负荷现象的条目，形成中文版 Steinberg父母教养方式问卷的正式量表。

表 1

表 1 中文版Steinberg父母教养方式问卷各条目及因子载荷

表 1 中文版Steinberg父母教养方式问卷各条目及因子载荷

探索性因素分析共提取出 3个因子，累积方差解释率为 37.9%。第 1个因子包括 8个条目，体现的是父母对子女接受、爱护和温情 ;第 2个因子包括 7个条目，体现的是父母对子女设定的界限和对子女进行监督的意愿以及实际监督情况 ;第 3个因子包括 6个条目，体现的是父母对子女情感发展的非强制性，即允许子女有自己的想法，并表达自己的意见。各因子的方差解释率分别为 16.5%、12.7%和 8.7%。

对 21个条目进行验证性因素分析，拟合度指标为 : χ² =6 845.0，df = 186，RMSEA = 0.070，NNFI = 0.83，CFI =0.85。MI指数显示将 “如果第 2天需要上学，你估计父母会允许你晚上在外面呆到几点 ”和“在周五或者周六的晚上，你估计父母会允许你晚上在外面呆到几点”这 2个条目残差设定为相关能显著改善数据的拟合程度。设定 2者相关后，各个拟合度指标为 : χ² =5 377.2，df = 185，RMSEA = 0.058，NNFI = 0.89，CFI =0.90。MI指数显示将 “我晚上去了哪里”和“下午放学后，我最常呆在哪些地方”的残差设为相关能进一步改善拟合程度。设定 2者相关后，各个拟合度指标为: χ² =3 637.9，df = 184，RMSEA = 0.051，NNFI =0.91，CFI =0.92。3个因子之间的相关系数较低，分别为 0.17、 0.24和-0.09，表明各因子均具有相对独立性。

信度分析结果表明，参与、心理自主和严格 /监督 3个分量表的内部一致性系数分别为 0.71、0.69和 0.71，分半信度系数分别为 0.70、0.66和 0.65，表明该量表具有较好的信度。

中文版 Steinberg父母教养方式问卷参与、心理自主和严格 /监督 3个因子与总量表的相关系数分别为 0.76、0.59和 0.54，均＞ 0.50，且差异均有统计学意义 ( P＜ 0.01)，表明该量表的效度较好。

从初测量表的项目分析结果看，各量表的高低分组在所有条目间均有统计学差异，且量表具有较好的区分度，表明修订后的中文版 Steinberg父母教养方式问卷各量表的项目鉴别力较高。对量表进行因素分析提取的 3个因子与原量表 3个维度的定义大体一致，累积方差解释率为 37.9%，表明修订后量表因素基本与原量表相符合，且结构清晰合理。在进行验证性因素分析时，本研究选择 χ²值作为模型拟合的指标。但因为这个指标容易因为样本容量改变而波动^〔5〕，因此选用 RMSEA、CFI和 NNFI 3个不太容易受样本容量影响的指标作为补充^〔6〕。对于 RMSEA而言，其值＜ 0.05表明模型与数据极为拟合，其值在 0.05～0.08表明拟合程度尚可，若其值＞ 0.10则表明模型无法很好的拟合数据^〔7〕;而 CFI和 NNFI的值均在0～1.00，其值越接近于 1.00，表明模型与数据的拟合度越高^〔8〕。本研究在设定条目 “如果第 2天需要上学，你估计父母会允许你晚上在外面呆到几点 ”和“在周五或者周六的晚上，你估计父母会允许你晚上在外面呆到几点 ”， “我晚上去了哪里”和“下午放学后，我最常呆在哪些地方 ”的残差相关后，模型指标符合要求。从条目的意义来看，这 2组条目的残差相关完全是可以理解的。信度和效度分析结果表明，3个分量表的内部一致性系数、分半信度及各分量表与总量表的相关系数等指标均符合统计学要求，表明该量表具有较好的信度和效度，可作为国内研究父母教养方式的有效工具。本次研究由于在正式施测时采用的是大规模研究，没有条件进行重测，因此未对量表的重测信度进行检验。此外，本研究中的研究对象主要来自城镇儿童，缺乏来自农村儿童的数据，该量表是否适用于农村儿童尚需进一步验证。