父亲参与婴儿教养量表的汉化

目的 对父亲参与婴儿教养量表(PIWIS)进行汉化,并验证其信效度。方法 遵循Beaton跨文化调试指南,获得原作者授权后进行翻译、回译、文化调适,形成中文版父亲参与婴儿教养量表。采用便利抽样法,对224名0～12个月婴儿的父亲进行调查,验证中文版父亲参与婴儿教养量表的信效度。结果 中文版父亲参与婴儿教养量表Cronbach′s α系数为0.940,温暖、控制、沮丧、间接照护、积极参与各分量表Cronbach′s α系数分别为0.934、0.924、0.753、0.632、0.861;重测信度系数为0.876;经验证性因子分析,卡方自由度比(χ²/df)为2.676,近似误差均方根(RMSEA)为0.086,比较拟合指数(CFI)为0.841,TLI为0.827;与共同养育显著相关。结论 中文版父亲参与婴儿教养量表包括5个维度,共33个条目,具有较好的信效度。     

1型糖尿病患儿父亲参与教养的现状及其与患儿生存质量的相关性分析

目的 了解1型糖尿病患儿父亲参与教养的现状,分析父亲参与教养意识和程度与患儿生存质量的相关性。方法 2017年9-12月采用便利抽样方法,应用父亲参与教养量表和糖尿病患者生存质量特异性量表,对福建省某三级甲等医院1型糖尿病患儿随访群中的35个患儿及其父亲进行调查。结果 父亲参与教养总得分为(146.09±19.46)分,各维度得分比值从高到低依次为鼓励与表扬、支持与规划、管教与约束和日常照顾;1型糖尿病患儿生存质量总得分为(61.28±17.42)分,各维度得分/条目的比值从高到低依次为心理维度、社会维度、生理维度和治疗维度;单因素分析显示患儿学习成绩优秀组的父亲支持与规划得分高于成绩一般组,差异有统计学意义(F=3.667,P<0.05);与常模(n=745)比较,父亲参与教养总分(t=-3.102)、鼓励与表扬(t=-3.861)、支持与规划(t=-23.049)的得分低于常模,管教与约束得分高于常模(t=7.150),差异有统计学意义(P<0.05)。父亲参与教养总分及各维度得分与患儿生存质量总分及各维度得分均无相关 (P>0.05)。结论 父亲总体参与1型糖尿病患儿教养的意识和程度较好,尤其是在鼓励表扬与支持规划方面,但在日常照顾的参与教养程度还需进一步加强,避免过度约束。     

父亲教养参与对小学生心理健康发展的影响

目的探讨小学生父亲教养参与情况及对小学生心理健康发展的影响。方法采用自编父亲教养参与问卷和郑日昌所编制的小学生心理健康量表对735名小学生进行调查。结果小学生与父亲感情(4.53±0.76)得分最高,交流互动(3.31±1.15)得分最低;除学校人际(3.93±0.81)外,小学生心理健康的其余4个分量表得分均值都高于4分;父亲教养参与和小学生心理健康之间存在广泛的显著相关(P0.05);父亲教养参与能很好地预测小学生的心理健康发展。结论父亲教养参与对小学生心理健康发展起着重要的影响作用。     

石家庄市大学生心理健康状况与父亲教养方式的相关性研究

在影响个体心理健康发展的诸多因素当中 ,家庭因素有着特殊的意义。其中 ,父母的教养方式是影响个体社会化的关键因素之一。父母的教养方式是指父母在抚养、教育子女的日常活动中表现出的一种倾向 ,是其教育观念和教育行为的综合体现。父母教养方式直接作用于亲子关系 ,对儿童的多方面发展都具有重要的影响[1 ] 。长期以来 ,父亲在子女教育中的独特作用一直被忽视。研究表明 ,父亲在与子女交往时 ,由于交往内容和交往方式与母亲相比有明显不同 ,因而在子女的智力、性别角色的认知、个性及人际关系的处理等社会化发展方面 ,有着重大的、不可…     

太原学龄儿童父亲教养方式对非故意伤害的影响

目的 研究父亲教养方式对儿童非故意伤害及其倾向的影响,以期通过改善父亲教养方式,为预防儿童非故意伤害发生提供理论依据。方法 分层随机整群抽取太原市10所小学2 874名四、五年级在校学生进行问卷调查。结果 父亲教养方式各因子得分最高的是情感温暖理解。儿童非故意伤害人数发生率为23.1%。Logistic回归分析结果显示:惩罚严厉、过分干涉型教养方式是儿童具有非故意伤害倾向的危险因素;过分干涉型教养方式对儿童跌落伤的发生有正向预测作用。结论 父亲教养方式对儿童非故意伤害的发生有重要影响,应重视改善父亲的教养方式,以降低儿童非故意伤害的发生。     

父亲早期教养方式与儿童口腔不良习惯关联研究

目的 分析父亲教养方式对学龄前儿童口腔不良习惯的影响,为学龄前儿童口腔不良习惯的干预提供参考。方法 采取整群抽样方法,应用自编调查问卷、父母行为量表（PBI）及儿童口腔不良习惯问卷对芜湖市2 201名学龄前儿童的父母或主要监护人进行调查,应用卡方分割法进行不同组别学龄前儿童口腔不良习惯问题的比较,应用 logistic回归模型探讨父亲不同的教养方式与学龄前儿童口腔不良习惯的相关性。结果 芜湖市学龄前儿童口腔不良习惯总检出率为35.4%,男童的检出率（37.7%）高于女童的检出率（32.9%）,差异具有显著性（χ2 = 5.45,P = 0.02）。logistic回归分析结果显示,父亲敌意强制程度高的教养方式能显著增加学龄前儿童吸吮手指（OR = 2.73 95%CI = 1.39～533）、喜爱吐舌、伸舌（OR = 4.25 95%CI = 1.54～11.71）、咬嘴唇（OR = 2.45 95%CI = 1.22～4.96）、咬指甲、玩具（OR = 1.75 95%CI = 1.03～2.96）、侧边咀嚼（OR = 3.93 95%CI = 1.57～9.86 ）、夜间磨牙（OR = 3.93 95%CI = 1.57～9.86 ）、不良姿势（OR = 4.23 95%CI = 1.69～10.63）等口腔不良习惯的发生风险。结论 父亲教养方式与学龄前儿童口腔不良习惯存在相关。     

父亲参与教养及其与儿童肥胖相关行为

儿童超重和肥胖在世界范围内呈持续上升趋势.在近30年里,美国儿童的平均体重已增加超过5 kg,这意味着大约有三分之一的儿童超重或肥胖,这个比率在一些中低收入国家中甚至更高[1].在中国,1986-2010年,0~7岁儿童单纯性肥胖的发生率从0.80%上升至5.90%[2];1985-2014年,7~18岁儿童青少年的肥胖检出率更是从0.1%持续上升至7.3%,增长了72倍[3].前瞻性队列研究发现,童年期肥胖的个体在成人时很可能仍然肥胖,进而增加患高血压、高血脂、心血管疾病、2型糖尿病等多种慢性疾病的风险[4].肥胖病因复杂,但一些个体行为与肥胖发生发展密切相关[5-6],称之为肥胖相关行为,一般包括饮食相关行为、体力活动相关行为和久坐行为等.近年来的研究发现,父亲参与教养与儿童肥胖相关行为之间存在关联,这为儿童肥胖预防控制提供了一个新的路径.     

父亲教养参与对大学生健康人格的影响

了解父亲教养参与情况及对大学生健康人格的影响,为父亲教养参与或大学生心理健康教育提供依据.方法 使用父亲在位问卷中文修订版(FPQ-R)和大学生健康人格量表对成都中医药大学、四川大学、成都师范学院、西南交通大学和四川农业大学的882名大学生进行调查.结果 大学生父亲教养参与各分量表得分均值高于理论平均值(3.00);大学生健康人格各分量表得分均值高于理论平均值(3.00).父亲教养参与度和大学生健康人格之间相关性均有统计学意义(P值均<0.05);父亲参与感知对健康人格的聪慧性、独立性、社会参与性、乐观自信、责任性和人际交往有正向预测作用;与父亲身体互动对聪慧性和社会参与性有正向预测作用;与父亲感情对人际交往和自由感有正向预测作用;父母关系对乐观自信有正向预测作用(P值均<0.05).父亲参与的感知和父母关系能解释乐观自信20.5%的变异,父亲参与感知和对父亲的感情能解释人际交往15.2%的变异,父亲参与感知和与父亲的身体互动能解释13.7%的变异.结论 父亲教养参与对大学生健康人格的形成有重要作用.     

父亲教养参与对中学生心理健康发展的影响

探讨中学生父亲教养参与情况及对中学生心理健康发展的影响,为父亲教养参与及中学生心理健康教育策略的制定提供参考.方法 采用父亲在位问卷中文修订版和中学生心理健康自评量表,使用方便抽样与整群抽样相结合的方法,从成都市抽取的798名中学生进行调查.结果 中学生父亲教养参与各维度得分高于理论平均值;父亲文化为大专以上者教养参与得分高于高中及以下文化者(P<0.05);独生子女家庭父亲教养参与高于非独生子女家庭(P<0.05);女生对父亲教养参与评分高于男生(P<0.05);父亲教养参与和中学生的适应及复原力之间呈正相关,与困扰之间呈负相关(P值均<0.05);母亲对父子关系的支持、对父亲的感情、父亲文化(初中及以下)、与父亲的身体互动及父母关系能解释适应43.6%的变异量;父母关系、对父亲的感情和父亲文化(初中及以下)能解释困扰16.4%的变异量;对父亲感情、母亲对父子关系的支持、父亲文化(大专及以上)和父亲参与的感知能解释复原力26.6%的变异量.结论 中学生父亲教养参与水平受自身文化、子女性别和子女个数的影响,父亲教养参与水平和父亲文化对中学生心理健康发展有重要的作用.     

中学生父亲教养方式与手机依赖的关系——孤独感和自尊的中介作用

目的 了解中学生手机依赖的现况,探讨父亲教养方式对中学生手机依赖的影响,明确孤独感和自尊在父亲教养方式与手机依赖间的中介作用。方法 采用AMOS 23.0统计软件构建结构方程模型探索父亲教养方式和中学生手机依赖间的作用关系,利用Bootstrapping法验证孤独感和自尊在父亲教养方式与手机依赖之间的中介效应。结果 父亲教养方式情感温暖维度对手机依赖的总效应为-0.39,通过自尊或孤独感对手机依赖的总间接效应为-0.11,占总效应的27.89%;父亲教养方式拒绝维度对手机依赖的总效应为0.28,通过自尊或孤独感对手机依赖的总中介效应为0.09,占总效应的35.27%。结论 父亲教养方式不仅可以直接影响中学生的手机依赖,还可以通过自尊和孤独感的中介作用产生间接效应。提高中学生自尊水平和降低其孤独体验的活动,将会有效避免中学生手机依赖的现象。     

学龄前儿童活动父亲参与现况的调查

【目的】 调查学龄期儿童父亲参与的现况,寻找其影响因素。 【方法】 应用自编调查问卷,对1 246名16~72月龄的儿童进行调查,应用最适多元回归分析法分析父亲参与的时间及方式的影响因素。 【结果】 83%的父亲每天陪伴儿童时间在1 h以上,8.5%的父亲陪伴儿童每天不足半小时。在校正儿童年龄、性别的基础上,父亲参与时间与父母文化程度相关(P<0.05)。在文化程度高的家庭中,父亲较多参与玩游戏、讲故事,较少看电视。家庭结构、居住地也会影响父亲参与的方式。 【结论】 大部分父亲通过不同的方式参与儿童的直接养育过程,其时间和方式受多种因素的影响。     

父亲教养参与对广西壮族在校大学生健康人格的影响

探讨广西壮族大学生健康人格的影响因素,为壮族大学生身心健康发展及教育引导提供理论支持.方法 在广西6所高校内随机选取1 004名壮族大学生,对其采用父亲在位问卷(FPQ-R)及健康人格量表进行调查分析.结果 广西壮族城市生源大学生父亲教养参与的5个分量表得分均高于乡村生源,且在父亲参与的感知和母亲对父子关系的支持方面差异均有统计学意义(t值分别为4.999,2.608,P值均<0.05).独生子女父亲教养参与各因子得分均高于非独生子女,且在父亲参与的感知、与父亲的身体互动、母亲对父子关系的支持方面差异均有统计学意义(t值分别为5.357,2.627,2.861,P值均<0.05).壮族大学生健康人格各分量表得分最低的为自由感,为(3.07±0.72)分,其次为聪慧性,为(3.62±0.61)分.Pearson相关分析显示,除健康人格的自由感与父亲教养参与的与父亲身体互助相关无统计学意义外,健康人格量表的因子与父亲教养参与量表的因子得分相关性均存在统计学意义(P值均<0.05).回归分析显示,父亲参与的感知和与父亲的身体互动对健康人格的聪慧性有预测作用(P值均<0.05),能够解释聪慧性9.9%的变异.其他方面也存在不同程度的预测作用.结论 广西壮族大学生父亲教养参与对壮族大学生健康人格的形成起到重要作用.     

参与障碍量表测量医务人员参与继续教育学习障碍的适用性

目的 探讨中文版参与障碍量表测量医务人员学习动机的适用性.方法 从量表的内部一致性、集合效度、区分效度和因子结构4个方面对量表信度和效度进行分析.结果 量表总的Cronbach＇s α系数为0.87,6个维度的Cronbach＇sα系数介于0.59～0.80之间;集合效度和区分效度试验,成功率均在80%以上;因子分析提取8个因子,各因子均有一定的解释能力.结论 参与障碍量表修订版具有可接受的信度、集合效度和区分效度,可以用作评价医务人员参与继续教育学习动机的工具.     

父亲参与及其对儿童发展的影响评述

父亲参与作为儿童发展中的重要影响因素,越来越受到研究者们的重视。本文介绍了父亲参与概念,总结了父亲参与对儿童发展的积极影响,并对父亲参与研究领域进行了思考和展望。     

大学生父亲依恋状况调查

目的了解当前大学生父亲依恋现状及影响因素。方法采用自编大学生父亲依恋问卷对重庆市371名大学生进行父亲依恋水平的调查。结果当前大学生的父亲依恋在6个维度上的得分均高于中值3;女生在依赖、支持维度上得分高于男生,在独立维度上得分低于男生,差异有统计学意义(P<0.05或P<0.01);与父母生活和与父亲生活学生在依赖、沟通上的得分高于与母亲生活学生,差异有统计学意义(P<0.01);与父母一起生活学生的沟通得分高于单亲家庭学生,差异有统计学意义(P<0.05);农村学生的独立、牵挂得分高于城市学生,差异有统计学意义(P<0.05或P<0.01);非贫困学生的依赖、沟通、支持得分高于贫困学生,差异有统计学意义(P<0.01);不同专业、不同年级及是否独生子女间在各维度上得分的差异均无统计学意义。结论大学生父亲依恋的程度较高;男生更独立,而女生更依赖父亲;家庭结构对父亲依恋有重要影响;农村大学生更独立,更牵挂父亲;非贫困家庭的大学生父亲依恋程度更高。     

父母教养方式量表（EMBU）在青少年中的因素结构研究

目的 探索父母教养方式量表（EMBU）在青少年样本中的因素结构。 方法 用岳冬梅版父母教养方式量表对1 077名青少年进行调查。50% 样本用SPSS进行探索性因素分析,另50%用AMOS进行验证性因素分析。 结果 岳冬梅定义的因素结构在青少年样本中较不稳定;通过探索性因素分析得出的新量表,由情感温暖、惩罚和过分保护3个因子共19个条目组成,父亲版和母亲版累计解释方差分别为50.8%和51.4%;验证性因素显示与调查数据适配性好,各因子Cronbach α系数0.65～0.86,各因子与总量表的相关系数为0.34～0.65,表明量表具有良好的信度和效度。结论 修订的新量表有较好信度和效度,可在青少年中使用。     

父母教养方式与罪犯人格形成关系

目的 分析罪犯的父母教养方式与其人格形成的相关性。方法 对162名罪犯进行父母教养方式评价量表与艾森克个性问卷测试。结果 162名罪犯年龄为19～54岁,平均(30.14±7.12)岁;罪犯组神经质、精神质、掩饰性维度得分分别为(12.54±5.41),(16.65±3.72),(8.85±3.81)分,常模组分别为(5.96±2.84),(10.63±4.44),(12.17±3.57)的分,差异均有统计学意义(P<0.01);罪犯组基本人格特征为高神经质、高精神质、低掩饰性;罪犯组父亲教养方式中的情感温暖、理解,过分干涉,母亲教养方式中的情感温暖、理解与精神质程度呈负相关。结论 父母教养方式对罪犯人格形成有重要影响。     

父亲教养参与度对农村小学生自尊发展的影响

探讨父亲教养的参与度对农村小学生自尊发展的影响,为提高父亲教养参与度和儿童自尊提供理论指导.方法 采用分阶段随机抽样法,抽取四川省中江县526名四~六年级小学生,采用儿童自尊量表(CSES)和父亲教养参与度调查问卷对其进行测量.结果 农村小学生父亲教养参与得分在是否独生子女、性别上差异均无统计学意义(P值均>0.05);父亲教养参与的日常陪伴、交流互动和学业鼓励维度在父亲文化程度上差异均有统计学意义(F值分别为1.419,6.532,3.213,P值均<0.05).农村小学生自尊水平在年级、性别上差异均有统计学意义,女生高于男生(t=4.414,P<0.05),四年级学生高于五年级、六年级学生(F=5.351,P<0.05).父亲教养参与水平和小学生自尊水平之间存在统计学相关性.交流互动、对父亲感情与规则约束能够正向预测农村小学生的自尊水平(日值分别为3.113,3.324,3.602,P值均<0.05).结论 父亲教养的参与度对农村小学生的自尊发展有重要影响.     

Steinberg父母教养方式问卷中文修订及信、效度评价

目的 对Steinberg父母教养方式问卷进行中文版修订和信度及效度检验,为该量表在中国的推广使用提供科学依据。方法 使用翻译成中文的Steinberg父母教养方式问卷对河北省保定市的356名中小学生进行初测,并根据项目分析和探索性因素分析的结果甄选项目;修订量表后对7省18个城镇的7 460名中小学生正式施测,评价该量表的信度和效度。结果 通过探索性因素分析,确定中文修订的Steinberg父母教养方式问卷由参与、心理自主、严格/监督3个因子共21个条目组成,累积方差解释率为37.9%;验证性因素分析结果表明,3个因子结构对数据的拟合较好RMSEA=0.051,CFI=0.923,NNFI=0.913);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0.71、0.69和0.71,分半信度系数分别为0.70、0.66和0.65;各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),表明量表具有较好的信度和效度。结论 修订后的中文版Stein-berg父母教养方式问卷具有较好的信度和效度,可应用于中国父母教养方式的研究与实践。     

患者满意度测量问卷的开发与检验

目前我国对患者满意度问卷的研究缺乏共识,使采用不同问卷调查的结果在进行横向或纵向比较时遇到问题。本文通过归纳国内外已有典型量表,邀请国内资深专家学者进行3轮讨论,形成门诊和住院患者满意度的问卷,并利用原国家卫生计生委医管中心平台试调查数据进行数理统计和检验。检验结果表明该问卷具有较高的信度和效度。本文开发的问卷是测量患者满意度的高质量问卷,可以为今后患者满意度调查提供科学有效的测量工具。