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家庭意象测验对教养方式的干预
发布时间：2024-03-19 16:17 类别：亲子教育咨询
心理导读：基于意象对话心理学的理论和实践，对家庭意象投射测验进行首次修订和测量学评估，并探索该测验在父母教养方式干预中的应用。研究一考察测验的信度和效度，结果表明，测验具有较好的项目区分度和结构效度，间隔一个月的重测信度为0.67，过往经验维度与儿童期不良经历的相关系数在-0.21～-0.17，父母概念维度与自我概念的相关系数在0.14～0.21；研究二验证家庭意象与父母教养方式的相关关系；研究三采用重复测量设计，围绕家庭意象对29名被试实施每周1次，共计4次的意象对话短程团体干预。结果发现，家庭意象与父母教养方式呈正相关，家庭意象越积极，父母教养方式越健康；家庭意象干预能够有效减弱父母教养方式对个体的消极影响，提高积极影响。这表明，家庭意象投射测验可用于测量父母教养方式，围绕家庭意象实施短程干预能够一定程度地改善父母教养方式带来的消极影响，促进个体的身心健康，有助于个体成长。 ---www.psy0898.com
家庭意象测验对教养方式的干预
1 引言
父母教养方式（Parenting Style）是2014年公布的心理学术语，指父母教养态度及其行为的集合，具有跨情境的稳定性。它对子女的身心健康与人格发展具有深刻而长远的影响，涉及认知、情感、情绪、行为、社会化等多个方面。国内外已有大量相关研究，主要探讨概念界定、理论构架、影响因素、量表编制、教育应用等。
目前尚存几点不足：其一，父母教养方式的测量多为自陈量表，易受社会赞许性等因素影响；其二，成年人受父母教养方式的影响方面相对受忽视；其三，现有的测量研究与临床干预存在一定程度的脱节现象。
有学者基于意象对话心理学（Imagery Communication Psychology）的理论和实践，研发出《意象投射测验》。其中，包括《家庭意象投射测验》，也称《教养方式意象投射测验》，它运用原始认知的方式，象征性地呈现原生家庭与父母教养方式的特点及其对个体（含成年）的影响，且可集体施测，不仅有效避免自陈量表常见的社会赞许性问题，还突破了传统投射测验的测量范式，在学校、医院、企业和社区的应用中取得良好效果。在此基础上，本研究拟解决三个问题：一是检验家庭意象投射测验的信度和效度；二是考察家庭意象与父母教养方式的关系；三是围绕家庭意象实施意象对话短程团体干预，验证其有效性。
这三个问题都涉及一个基本概念——“意象”。所谓“意象”，是指表意的象，“意”指意義和意图，“象”是五官可感知的形式，以视觉形象为主。意象对话心理学认为，意象是积聚的潜意识冲动和消极情绪具象化的产物，潜意识世界以意象为符号，运用潜意识逻辑在内心进行推演，从而形成心理叙事。家庭意象是极具代表性的意象之一。
在原生家庭环境的影响下，儿童形成关于父母与家庭环境的意象即家庭意象，这个意象受到对父母形象化记忆的影响，并包含个体的情感附着。从学龄期开始，在个体与外在世界互动的过程中，个体会用内在的意象理解外部世界，以内在目标为能量驱动，试图在外部世界中达到现实化目标。逐渐成年后，在认知外界事物的过程中，会参照他们内心中的这些意象和由意象组成的故事，从而影响一生。因此，家庭意象本身承载着心理能量，借助象征意义的深层互动，不仅可以呈现个体的心理现实，还可以帮助改善其心理现实。
由此，本研究提出三个假设：
H1：首次修订后的家庭意象投射测验信效度良好；
H2：家庭意象投射测验呈现的家庭意象特征与现实父母教养方式相关；家庭意象越积极，父母教养方式越健康；
H3：家庭意象短程干预，能一定程度地减弱父母教养方式对成年个体的负面影响，增强积极影响。
2 研究一 家庭意象投射测验的首次修订与信效度检验
2.1 被试和程序
本研究采用方便取样的方法，在问卷星发放问卷。样本1施测家庭意象投射测验，回收有效样本409份。其中，女性225人（55%），男性184人（45%），年龄18～35岁，平均年龄21.63±2.61岁。采用SPSS 21.0和Mplus8软件，对量表进行项目分析和结构效度检验，初步修订该测验。
样本2施测家庭意象投射测验、中文儿童期不良经历问卷修订版、中国大五人格问卷简式版、田纳西自我概念量表，回收有效样本387份。其中，女性188人（49%），男性199人（51%），年龄18～50岁，平均年龄22.00±3.35岁。一个月后，随机抽取其中50名被试进行重测。根据所得数据，计算家庭意象投射测验的内部一致性信度、重测信度与效标关联效度。
2.2 研究工具
家庭意象投射测验分为过往经验、人格特质和自我概念三个维度，故选用中文儿童期不良经历问卷修订版、中国大五人格问卷简式版，以及田纳西自我概念量表作为效标量表，分别验证三个维度的校标关联效度。
家庭意象投射测验（Family Imagery Projection Test），由苑媛（2018）研发，共9个条目，涉及过往经验、人格特质和自我概念三个维度。对各条目的计分以专家评定的方式进行，在1～5分之间赋予不同分值，总分越高，表示其父母教养方式的健康程度越高。
中文儿童期不良经历问卷修订版（The Chinese version of Revised Adverse Childhood Experience Questionnaire），由王艳荣等人（2018）研发，共14个条目，包括个体在18岁之前所遭受的健康、生存、心理、生理方面的实际或潜在的各种损害。采用0～1评分法，得分越高，表示儿童期经历越消极。本研究中，其内部一致性信度系数为0.86。
中国大五人格问卷简式版（Chinese Big Five Personality Inventory brief version），由王孟成等人（2011）研发，共40个条目，包括外向性、神经质、严谨性、开放性和宜人性五个维度。采用六点计分（1为“完全不符合”，6为“完全符合”），每个维度得分越高，其对应的人格特质程度就越高。本研究中，其内部一致性信度系数为0.77。
田纳西自我概念量表（Tennessee Self-Concept Scale），由费茨（Fitts，1965）编制，林邦杰（1980）进行翻译与修订，共70个条目，包括自我认同、自我满意、自我行动三个结构维度。采用五点计分（1为“完全不相同”，5为“完全相同”），分数越高，表示其自我概念水平越积极。本研究中，其内部一致性信度系数为0.87。
2.3 研究结果
2.3.1 项目区分度
采用临界比率法，对样本1被试的总得分进行排序，将高于和低于平均分一个标准差的划分为高分组和低分组，进行独立样本t检验。结果显示，两组被试在各条目上的得分有显著差异（p<0.001），表明该测验能有效区分不同水平的被试。之后，采用皮尔逊相关法，对家庭意象投射测验各条目得分与总分进行相关分析，发现其关联为0.28～0.59（p<0.001）。测验具有良好的项目区分度。
2.3.2 效度分析
对第一次施测的409名被试的数据进行探索性因素分析，采用主成分分析法、正交旋转最大方差法提取共同因素，并根据以下标准确定因素数目：（1）条目只能在一个维度上负荷值大；（2）在该维度上，此条目因子载荷须大于0.40；（3）条目只在一个因素上负荷值大。根据以上标准，保留全部9个条目，将条目重新分为四个因素。因素分析矩阵中，四个因子共解释总变异的58%。
在根据探索性因素分析初步修订量表的基础上，对条目进行验证性因子分析。结果发现，当删除Q1、Q4、Q7后，结构拟合较好（χ2（6）= 9.506，p=0.147，CFI=0.981，TLI=0.953，RMSEA=0.04，SRMR=0.02，各维度系数p<0.001）。故保留过往经验维度（Q2、Q3）、人格特质维度（Q5、Q6），并将第三个维度重新命名为父母概念维度（Q8、Q9），共6个条目。此时，该测验具有良好的结构效度，如图1所示。
2.3.3 信度检验
本研究中，家庭意象投射测验的Cronbachs α系数为0.42。一个月后，50名被试的重测结果表明，重测信度为0.67（p<0.001）。该测验具有较好的跨时间的稳定性。
2.3.4 效标关联效度
家庭意象投射测验和中文儿童期不良经历问卷修订版、中国大五人格问卷简式版、田纳西自我概念量表的相關性，如表1所示。其中，家庭意象投射测验的过往经验维度与儿童期不良经历的总分、各维度得分均显著负相关，相关系数在-0.21～-0.17（p<0.001），即儿童期不良经历越少，过往经验越积极；人格特质维度与大五人格各维度相关性较差；父母概念维度与田纳西自我概念的总分、各维度得分均显著正相关，其相关系数在0.14～0.21（p<0.01），即自我概念越积极，父母意象越积极，假设1基本成立。
3 研究二 家庭意象与父母教养方式的相关关系检验
3.1 被试和程序
本研究采取方便取样，在问卷星发放问卷，回收有效样本316份。其中，女性172名（54%），男性144名（46%），年龄18～55岁，平均年龄24.84±6.40岁。
3.2 研究工具
家庭意象投射测验，同研究一。
父母养育方式评价量表（Egma Minnen av Bardndosnauppforstran），由帕瑞斯等人（Perris et al.，1980）编制，汪向东等人（1999）翻译修订。该量表包含两个分量表。其中，父亲量表共58个项目，分为六个维度（情感温暖、理解；惩罚、严厉；过分干涉；偏爱被试；拒绝、否认；过度保护）；母亲量表共57个项目，分为五个维度（情感温暖、理解；过干涉、过保护；拒绝、否认；惩罚、严厉；偏爱被试）。本研究中，其内部一致性信度系数为0.85。
3.3 研究结果
3.3.1 家庭意象的总体特点
对被试的家庭意象进行描述性统计分析，结果如表2所示。
3.3.2 家庭意象与父母教养方式的关系
对家庭意象和父母教养方式的各维度进行相关分析，结果如表3所示。
由表3可知，家庭意象总分与父亲—惩罚、严厉，父亲—偏爱被试，父亲—拒绝、否认，母亲—拒绝、否认，母亲—惩罚、严厉，母亲—偏爱被试呈显著负相关，与母亲—情感温暖、理解呈显著正相关。
随后，以家庭意象总分及其各维度分数为自变量，分别以父母教养方式的各维度分数为因变量，控制性别、年龄、教育水平等变量，进行回归分析，结果如表4和表5所示。
结果表明，父母概念显著正向预测父亲—情感温暖、理解，母亲—情感温暖、理解（p<0.001），负向预测父亲—惩罚、严厉，父亲—拒绝、否认，母亲—拒绝、否认，母亲—惩罚、严厉（p1=0.001，p2=0.025，p3<0.001，p4<0.001）；人格特质显著负向预测父亲—情感温暖、理解，父亲—偏爱被试，母亲—偏爱被试（p1=0.017，p2=0.019，p3=0.045），正向预测母亲—过度干涉、过度保护（p1=0.025）；过往经验显著负向预测父亲—惩罚、严厉，父亲—偏爱被试，父亲—拒绝、否认，母亲—拒绝、否认，母亲—惩罚、严厉，母亲—偏爱被试（p1=0.017，p2=0.012，p3=0.030，p4=0.043，p5=0.011，p6=0.018）。假设2基本成立。
4 研究三 意象对话短程团体干预及其效果
4.1 被试
干预研究在北京市某大学实施，以保证被试的稳定性。起初招募36名学生（均获得知情同意并签订保密协议），入组条件：无严重的生理疾病和心理障碍，不接受其他心理干预。在干预过程中存在被试流失现象，故选取所有干预均参加、填答问卷有效的29名被试作为最终的实验对象。其中，男性4名（14%），女性25名（86%），年龄18～26岁，平均年龄21.71±1.97岁。
4.2 研究工具
本研究采用父母养育方式评价量表（同研究二）对父母教养态度和行为进行评价，采用自我接纳问卷、焦虑自评量表、抑郁自评量表、人际关系综合诊断量表，以及简易应对方式问卷，考察父母教养方式对成年个体的影响。
自我接纳问卷，由丛中和高文凤（1999）编制，共16个条目，采用4级评分，分为自我接纳和自我评价两个因子。得分越高，自我接纳水平越高。本研究中，其内部一致性系数为0.93。
焦虑自评量表，由Zung（1971）编制，王征宇和迟玉芬（1984）翻译，共20个条目，采用4级评分，主要评定项目为所定义症状的出现频度。得分越高，焦虑水平越高。本研究中，其内部一致性系数为0.76。
抑郁自评量表，由美国杜克大学威廉庄（Zung，1965）编制，共20个陈述条目，包含对精神性情感症状、躯体性障碍、精神运动性障碍和抑郁的心理障碍这四组症状的评估。采用4级评分，得分越高，抑郁水平越高。本研究中，其内部一致性系数为0.92。
人际关系综合诊断量表，郑日昌等人（1999）编制，共28个条目，包括交谈交流、交际交友、待人接物和异性交往四个维度，采用5点计分，分数越高，人际关系困扰越严重。本研究中，其内部一致性系数为0.85。
简易应对方式问卷，解亚宁（1998）结合我国人群特点编制，共20个条目，包括积极应对和消极应对两个维度，采用4级评分。总分为积极应对的分数减去消极应对的分数，总分越高，应对方式越积极。本研究中，其内部一致性系数为0.80。
4.3 研究程序
在干预实验进行前，先完成基础资料采集，并发放父母养育方式评价问卷、自我接纳问卷、焦虑自评量表、抑郁自评量表、人际关系综合诊断量表和简易应对方式问卷，测查未经干预时被试对其父母教养方式的评价，以及父母教养方式的影响。随即，对被试实施一周1次，共计4次的意象对话短程团体干预，每次持续30～50分钟。在最后一次干预结束后，对被试实施后测，再次发放干预前所测问卷，获得被试干预后的数据，检验意象对话短程团体干预效果。
团体干预围绕家庭意象与父母教养方式产生影响的不同方面进行，包括亲子关系建设、消极情绪释放、权威关系建设与自信力提升。
4.4 研究结果
被试在团体干预前后对父母教养方式的评价变化，如表6所示。采用配对样本t检验，对教养方式的各个维度逐一检验。结果表明，父亲—情感温暖、理解得分显著上升（t=-2.09，p=0.045），母亲—拒绝、否认得分显著下降（t=2.48，p=0.019），说明干预使个体更好地理解和接纳父母，更深刻地感受到与父母的情感链接，对父母教养方式的评价与感受更倾向于积极。
在接受团体干预的前后，被试的自我接纳水平、抑郁程度、焦虑程度、人际关系困扰，以及应对方式的变化，如表7所示。结果发现，被试的抑郁程度和应对方式无显著变化，自我接纳水平显著提高（t=-3.32，p=0.002），焦虑程度显著降低（t=2.13，p=0.042），人际关系困扰显著减少（t=3.10，p=0.004）。可见，家庭意象短程团体干预后，成年个体受到父母教养方式的负面影响得到一定程度的削弱，积极影响得到一定程度的增强。假设3基本成立。
5 讨论
5.1 家庭意象投射测验的首次修订及测量学评估
家庭意象投射测验经首次修订后，重测信度和校标关联效度更符合测量学标准，但内部一致性信度不够理想。内部一致性是指项目之间的相关性，如果条目之间的相关性高，测量的是相同的特质，则内部一致性高。但内部一致性信度会随着条目数量的降低而降低，故而在判断量表信度时，应在一定程度上参考条目数量。首次修订后的家庭意象投射测验，仅有6个条目，3个维度，可能会导致各条目间的关联性不强，较为独立。但其实，这种独立性恰恰是这类投射测验的一大优势，可以使其涉及的维度更全面。
在量表效度检验方面，研究选取了中文儿童期不良经历问卷修订版、中国大五人格问卷简式版和田纳西自我概念量表这三个校标量表，分别验证家庭意象投射测验中过往经验、人格特质，以及父母概念三个维度的校标关联效度。结果表明，过往经验和父母概念维度有良好的校标关联效度，但人格特质维度与大五人格得分无显著相关。一方面，大五人格测验等人格问卷基于记忆的语义评价，这种评价和真实行为有时并不一致，其测得的结果是被试意识层面的观念而不是真实行为。而家庭意象投射测验考察的是被试潜意识里的心理内容，因此，这两种测量方式得出的结果不一定明确对应。另一方面，基于意象对话心理学的人格特质的分类及计分标准，不能和大五人格各维度存在良好的对应关系，并不是人格特质越健康，其大五人格各维度得分就越积极或消极。例如，题目中的选项“糖果房”意象相比于其他选项具有更高的外倾性，然而这反映出成年被试的心理状态仍然滞留在儿童期，自我保護能力较弱（似糖果易碎易化），健康度并不是选项中最高的；“木房”和“砖房”意象相比于“糖果房”的外倾性和开放性低，则象征被试更有心理边界与自我保护能力，心理健康度更高。
5.2 家庭意象与父母教养方式的相关关系
朱建军（2021）研发了一个探索原生家庭及其影响的起始意象，引导个体在想象中走上一条通往儿时的家的路，找到家的时候，发现它已经变成一座电影院。走进电影院，凭感觉找一个位置坐下来，观看正在放映的一个电影片段，体会当下的感受。就象征意义而言，这个起始意象中的“电影院”代表潜意识里的原生家庭，“位置”代表想象者所认同的自己的家庭地位，“电影片段”和“观影感受”代表原生家庭带给自己的影响及其内在感受。临床实践表明，想象者的父母教养方式越健康，家庭意象（电影片段）越积极健康，内在感受（观影感受）越愉悦；反之，若想象者的父母教养方式存在更多冲突、忽视、压制等，电影片段则更多出现战争、荒漠、监狱等意象，从而引发恐惧、悲伤、愤怒等情绪。
这与根据默里·波文的家庭系统理论相符合。该理论认为，家庭是一个复杂而有机的系统，其中各个成员之间相互影响和相互依赖。家庭系统中存在着不同层次和维度的结构和功能，如家庭氛围、沟通模式、决策权力等。这些因素会影响家庭成员之间的关系质量和满意度，从而影响到子女的心理健康和发展。
5.3 家庭意象的团体干预效果
荣格认为，通过体验无意识意象，意识就能够将心理能量从无意识的掌握中释放出来，从而使个体的心理问题得到治愈，这也正是本次干预发挥效果的基础。大量相关研究表明，父母教养方式对于子女的亲子关系、权威关系、情绪基调和自信心，能够产生重大影响。所以，在干预研究部分，通过体验意象的方式，有针对性地提升个体的觉察力和感受力，并引导个体带着觉察去释放意象所承载的消极感受和消极情绪，改善潜意识里的亲子关系和权威关系，重塑健康的应对方式，从而增强自信心和自我接纳度，削弱不健康的父母教养方式所带来的消极影响。这与以往的研究结果相一致。
5.4 研究不足与展望
（1）效标问卷选取问题。本研究中大五人格与家庭意象投射测验中人格特质维度无显著相关，说明该效标选取存在问题。在后续研究中可以重新选取更为合适的效标，并进一步修订家庭意象投射测验，以提升其信效度水平。
（2）取样存在偏差。此次研究中的问卷发放过程并未随机取样，研究样本多为在校大学生，同质性较高，且未对其原生家庭情况、心理健康水平进行筛选；研究三的被试数量偏少且未设立对照组，结果容易随时间或环境影响产生系统性偏差。未来研究应在取样上更全面，纳入不同年龄、教育程度、职业群体；对不同原生家庭情况被试分组比较；增加对照组，增加样本数，并控制其他可能干扰因素，使结果更具有推广性。
（3）本研究仅对干预前后各结果进行配对样本t检验，未探讨意象对话团体干预的具体影响机制。并且，没有进行追踪研究，缺乏短程干预的长期效果检验。未来应完善研究设计，讨论意象对话干预提升个体心理健康水平的具体影响机制。
6 结论
（1）首次修订的《家庭意象投射测验》具有良好的信度和效度；
（2）家庭意象与父母教养方式有关联，家庭意象能够反映出父母教养方式对个体的深层影响；
（3）家庭意象短程团体干预后，成年个体受到父母教养方式的负面影响得到削弱，积极影响得到增强。
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