Адаптация русскоязычной версии опросника «Юношеский отчет о родительском отношении»

Введение

Проблема анализа детско-родительских отношений является предметом широкого круга исследовательских проектов — от работ в области клинической психологии до междисциплинарных исследований в сфере наук об образовании. Подобное пристальное внимание исследователей объясняется принципиально важной ролью родительского отношения к ребенку в формировании индивидуальных различий по целому ряду психологических признаков и академических достижений [1, 2]. Более того, сообщается об отсроченных эффектах влияния родительского отношения к ребенку до 16-летнего возраста на его психологическое благополучие, индивидуальные достижения и психическое здоровье во взрослом возрасте (см., напр.: [3–5]).

Родительское отношение определяется как совокупность характерных для родителя (матери или отца) практик эмоционального отношения и способов поведения с ребенком, которые не зависят от конкретной ситуации взаимодействия [1]. В исследованиях связи родительского отношения с психологическими признаками и академическими достижениями подчеркивается необходимость пристального внимания к изучению частных аспектов родительского отношения, а не только общего стиля родительства [1, 6, 7]. Этот вывод основан в первую очередь на понимании сложностей однозначного отнесения отдельных родительских практик и способов к какому-либо определенному стилю воспитательного поведения [7].

Среди аспектов родительского отношения, важных для формирования индивидуальных различий в психологических признаках и академических достижениях ребенка, называются степень эмоционального принятия и уровень контроля [8]. При этом в большинстве исследований делается однозначный вывод, что высокая степень эмоционального принятия способствует более высокому уровню учебных достижений [1, 9], эффективному развитию когнитивной сферы [5, 10], позитивной социализации [4], менее выраженной симптоматике депрессивных состояний [3]. Напротив, в исследованиях связи родительского контроля и психологических признаков сообщается о различиях в результатах. С одной стороны, показано, что высокая степень родительского контроля приводит к повышению, например, школьной успеваемости [8, 11]. С другой стороны, сообщается о негативном влиянии контроля и гиперопеки со стороны родителей на успешность в обучении [12, 13] или отсутствии статистически значимых связей [1]. Различия в результатах связываются в том числе с различиями в процедуре измерения уровня родительского контроля и сложностью оценки этого аспекта родительского отношения (см., напр.: [14]). Проблема сложности измерения различных аспектов родительского отношения актуализируется при проведении лонгитюдных исследований, в которых требуются надежные и удобные инструменты для анализа долгосрочных эффектов с участием различных групп респондентов [4, 15].

Для диагностики родительского отношения используются опросники, в которых различные аспекты фиксируются с позиции родителей, стороннего наблюдателя (например, учителя) или ребенка [8]. При этом данные, полученные с помощью одного и того же опросника, но заполненного матерью, отцом, ребенком и сторонним лицом, могут существенно различаться [8, 16]. В частности, сообщается лишь об умеренных коэффициентах корреляции между ответами родителей и детей старшего школьного возраста [17]. В ряде исследований более тесные связи между родительским отношением и, в частности, учебными достижениями детей зафиксированы при анализе данных, полученных через опросы детей, а не родителей [8, 16]. При интерпретации различий между оценками родительского отношения используется категория индивидуального опыта, через призму которого воспринимается детско-родительское взаимодействие [18]. По мнению ряда специалистов, в контексте связи с показателями психического развития ребенка наиболее информативным является восприятие детьми родительского отношения (см., напр.: [19]).

При анализе опросников, направленных на оценку родительского отношения, возникает проблема ретестовой надежности: практически не проводится исследований, в которых изучается временнáя стабильность измеренных определенным опросником аспектов родительского отношения.

Исключением из этой ситуации является опросник «Юношеский отчет о родительском отношении», разработанный для измерения двух аспектов восприятия отношения родителей — принятия, связанного с качеством и направлением эмоционального отношения и заботы, и гиперопеки, предполагающей чрезмерный контроль и отсутствие автономии [20].

Важно подчеркнуть, что опросник состоит из двух частей (вариантов), идентичных по составу утверждений, но предназначенных для оценки отношения матери и отца. Различия в восприятии детьми материнского и отцовского отношения неоднократно фиксируются в исследованиях, где отмечается, в частности, что позитивные аспекты родительского отношения (например, эмоциональное принятие и позитивное участие) подростки оценивают выше в отношении матерей, а негативные проявления родительства (например, агрессивная отчужденность) воспринимают в равной мере в отношении отцов и матерей [1]. Измерение восприятия отношения и матерей, и отцов открывает дополнительные возможности для исследования влияния родительского отношения на индивидуальные различия в психологических признаках и достижениях.

«Юношеский отчет о родительском отношении» может быть применен как для актуальной оценки родительского отношения у молодых людей с 16 лет, так и для ретроспективной оценки у взрослых людей [15, 17, 21, 22]. Более того, в последнее время выполнены исследования, подтверждающие возможность применения этого опросника на выборке детей начиная с 7 лет [21]. Опросник обладает удовлетворительными психометрическими данными, которые подтверждаются в лонгитюдных исследованиях [15, 22]. В частности, в лонгитюдном исследовании данные о родительском отношении с помощью этого опросника были собраны четырежды на протяжении двадцатилетнего периода, выполнена проверка ретестовой надежности и зафиксирована долгосрочная стабильность показателей родительского отношения при контроле пола [22]. В другом исследовании с участием респондентов с депрессивными проявлениями зафиксирована высокая 30-, 60- и 90-месячная стабильность структуры опросника при значительных изменениях выраженности депрессивного состояния [15].

Согласно оригинальной версии в структуре опросника выделяются два фактора — «Принятие» и «Гиперопека» [20]. Двухфакторная структура опросника подтверждается и в более поздних исследованиях с участием молодых людей (см., напр.: [15, 23]). В ряде работ сообщается о лучших индексах соответствия эмпирическим данным трехфакторной модели опросника, согласно которой выделяется три фактора — «Принятие», «Гиперопека» и «Авторитаризм» [3]. Однако в этом исследовании анализировались данные взрослых людей с депрессивными проявлениями и тревожными состояниями. В исследовании с участием молодых людей и подростков без клинических симптомов тестировались модели структуры опросника с двумя, тремя и четырьмя факторами [17]. Показано лучшее соответствие для трехфакторной модели, но особо подчеркивается, что структура опросника может быть подвержена возрастным и культурным влияниям.

Действительно, восприятие ребенком определенного аспекта родительского отношения может изменяться по мере взросления. Показано, в частности, что в младшем школьном возрасте участие матери воспринимается в среднем позитивно, а уже в подростковом возрасте участие родителей может трактоваться как ограничение личной свободы, что в исследованиях приводит к отсутствию эффектов влияния участия родителей в жизни ребенка на учебные достижения [24, 25]. Такие данные обусловливают необходимость контроля возраста респондентов при изучении особенностей восприятия родительского отношения. В этом контексте старший школьный возраст является наиболее чувствительным к аспектам родительского отношения: с одной стороны, возраст 15–19 лет характеризуется стремлением к автономии, с другой — молодые люди, как правило, продолжают учиться в школе и жить вместе с родителями, что обусловливает необходимость выстраивания взаимодействия в диаде «родитель — ребенок».

В настоящем исследовании ставится цель адаптации русскоязычной версии опросника «Юношеский отчет о родительском отношении» в двух вариантах — «Отношение матери» и «Отношение отца». Для достижения этой цели на выборке российских юношей и девушек, обучающихся в 9–11-х классах общеобразовательных школ, будет изучена и подтверждена факторная структура опросника, определена внутренняя согласованность шкал опросника и проведена оценка эффектов влияния пола, возрастной подгруппы и их взаимодействия.

Материалы и методы исследования

Выборка. В исследовании приняли участие 504 старшеклассника, обучающихся в школах Московской и Ленинградской областей, Самары и Санкт-Петербурга, в возрасте от 14,4 до 19,1 года, из них 174 ученика 9-х классов (44,2% юношей; средний возраст = 15,8; стандартное отклонение = 0,4), 169 учеников 10-х классов (34,7% юношей; средний возраст = 16,9; стандартное отклонение = 0,4) и 161 ученик 11-х классов (51,1% юношей; средний возраст = 17,8; стандартное отклонение = 0,4).

Для проведения эксплораторного и конфиматорного факторного анализа структуры опросника эти группы были объединены в одну возрастную категорию «Старший школьный возраст» (42,9% юношей; средний возраст = 16,9; стандартное отклонение = 0,9).

На участие в исследовании были получены письменные информированные согласия от родителей школьников. Заполнение опросника осуществлялось анонимно — каждому участнику присваивался персональный идентификационный номер. Анализ результатов осуществлялся на базе обезличенных персональных данных.

Методика. Все школьники заполнили русскоязычную версию опросника «Юношеский отчет о родительском отношении» для измерения показателей восприятия старшеклассниками отношения обоих родителей. В ситуации, когда школьник воспитывается одним из родителей, заполняется только часть в отношении этого родителя. Если ученик воспитывается лицом, замещающим родителей, опросник заполняется в отношении этого лица. Процедура заполнения опросника проводилась под наблюдением исследователя во время внеурочных занятий на территории общеобразовательной организации.

Прямой и обратный перевод утверждений опросника, названий шкал и инструкции был выполнен русско- и англоязычными исследователями в сфере наук об образовании, специалистами в области психологии семьи. Окончательные формулировки были получены после первой итерации перевода благодаря простоте и четкости изложения в оригинальной англоязычной версии опросника [20].

Самоотчетный опросник состоит из двух вариантов, направленных на изучение особенностей восприятия материнского и отцовского отношения. Старшеклассники заполняют два варианта опросника, каждый из которых включает 25 одинаковых утверждений, выбрав один ответ из четырех возможных: «очень похоже», «скорее похоже», «скорее не похоже», «совсем не похоже».

Согласно оригинальной (англоязычной) версии опросника аспекты восприятия родительского отношения рассчитываются на основе количественных показателей шкал «Принятие» и «Гиперопека».

Шкала «Принятие» содержит 12 утверждений (например, «Кажется эмоционально холодной со мной», «Получает удовольствие, обсуждая со мной разные темы», «Мало разговаривает со мной» и т.п.). Шкала «Гиперопека» включает 13 утверждений (например, «Думает, что я не могу заботиться о себе сам(а), когда ее нет рядом», «Позволяет мне самостоятельно принимать решения», «Позволяет мне одеваться так, как мне нравится»). Следует отметить, что не все утверждения оцениваются в одном направлении, что учитывается при подсчете баллов.

Статистический анализ. Структура опросника изучалась при помощи эксплораторного факторного анализа матрицы корреляций ответов на каждое утверждение. Для анализа был выбран метод главных компонент с Варимакс вращением как наиболее подходящий для обобщения данных и уменьшения числа переменных.

Для подтверждения выявленной структуры опросника был применен метод конфирматорного факторного анализа. В качестве критериев соответствия моделей эмпирическим данным использовались следующие показатели: сравнительный индекс соответствия (CFI), индекс Тьюкера — Льюиса (TLI), квадратный корень ошибки приближения (RMSEA), взвешенный корень среднеквадратичного остатка (WRMR). Значения CFI и TLI выше 0,9, значение RMSEA ниже 0,05, значение WRMR, близкое к 1, указывают на хорошее соответствие [26]. Отношение χ² к числу степеней свободы df, меньшее 3, рассматривалось как индекс относительного соответствия [Ibid.].

Надежность шкал опросника определялась с помощью коэффициентов внутренней согласованности альфа Кронбаха. Значения коэффициентов альфа Кронбаха выше 0,7 считаются удовлетворительными.

Оценка факторов пола и возраста производилась методом двухфакторного дисперсионного анализа. В качестве фактора возраста в анализ вводились группы старших школьников, обучающихся в 9-х, 10-х или 11-х классах. Анализ выполнялся с использованием статистического пакета Mplus.

Результаты

Эксплораторный факторный анализ. С помощью факторного анализа для варианта «Отношение матери» методом главных компонент с Варимакс вращением выделено два фактора и объяснено 50,9% дисперсии. Для варианта «Отношение отца» также выявлена двухфакторная структура с 53,8% объясненной дисперсии. Следуя результатам анализа величин собственных значений факторов / шкал и принимая во внимание график каменистой осыпи, двухфакторное решение является оптимальным для описания полученных данных о родительском отношении на выборке старших школьников.

Конфирматорный факторный анализ. В ходе конфирматорного факторного анализа подтверждено, что двухфакторная конфирматорная модель наилучшим образом описывает полученные данные вариантов «Отношение матери» и «Отношение отца» на анализируемой выборке старшего школьного возраста. Индексы соответствия двухфакторной модели опросника «Юношеский отчет о родительском отношении» представлены в табл. 1.

Индексы соответствия двухфакторной модели свидетельствуют о хорошем согласовании с эмпирическими данными: значения CFI и TLI равны 0,9, RMSEA ниже 0,05, значение WRMR равно 1,07, а также отношение χ² к числу степеней свободы df меньше 3. Таким образом, с помощью опросника могут быть измерены два аспекта восприятия отношения матерей и отцов — принятие, характеризующееся эмоционально позитивным отношением и заботой, и гиперопека, связанная с чрезмерным контролем и отсутствием автономии.

Описательные статистики и внутренняя согласованность шкал. В табл. 2 представлены описательные статистики и коэффициенты внутренней согласованности шкал опросника «Юношеский отчет о родительском отношении»: средние значения и стандартные отклонения для шкал «Принятие» и «Гиперопека» в отношении матерей и отцов. При этом минимальные и максимальные значения по шкале «Принятие» составляют от 0 до 35, а по шкале «Гиперопека» — от 0 до 39.

Анализ средних значений показал, что старшие школьники практически в равной мере воспринимают отношение матерей и отцов по обеим шкалам. В частности, отношение матери, связанное с чрезмерной опекой, в среднем оценивается старшеклассниками в 17,854, а отношение отца — 17,283. Несколько бóльшая, но не достигающая статистической значимости разница между матерью и отцом наблюдается для отношения, связанного с эмоциональным принятием, — 20,062 и 19,491 соответственно. Стандартные отклонения, свидетельствующие о бóльших индивидуальных различиях в показателях восприятия родительского отношения, различаются по обеим шкалам. В частности, по шкале «Принятие» в отношении отцов зафиксировано стандартное отклонение 3,92, а в отношении матерей — лишь 2,71, подтверждая увеличенный диапазон индивидуальных различий в восприятии отношения отцов по сравнению с матерями.

Из табл. 2 видно, что коэффициенты внутренней согласованности альфа Кронбаха достигают удовлетворительных значений для шкал опросника в обоих вариантах — от 0,735 до 0,844. Несколько более высокие значения коэффициенты альфа Кронбаха принимают для школ опросника в варианте «Отношение отца». При этом полученные результаты свидетельствуют о надежности опросника «Юношеский отчет о родительском отношении» в двух вариантах — «Отношение к отцу» и «Отношение к матери».

Эффекты влияния пола и возраста. Для изучения влияния пола, возраста и их взаимодействия на показатели опросника «Юношеский отчет о родительском отношении» проводился двухфакторный дисперсионный анализ. Возрастная категория «Старший школьный возраст» была разделена на три группы, связанные с обучением в 9-м (средний возраст = 15,8; стандартное отклонение = 0,4), 10-м (средний возраст = 16,9; стандартное отклонение = 0,4) или 11-м классе (средний возраст = 17,8; стандартное отклонение = 0,4).

В табл. 3 представлены описательные статистики по трем возрастным группам у девушек (верхняя строка) и юношей (нижняя строка): средние значения и стандартные отклонения (в скобках) по шкалам «Принятие» и «Гиперопека» в отношении матерей и отцов. В целом для девушек наблюдается уменьшение средних значений по мере взросления — с 9-го до 11-го класса. Наиболее интенсивно уменьшаются показатели восприятия девушками гиперопеки отцов (с 11,00 в 9-м классе до 7,85 в 11-м классе), а наименее — принятия матерями (с 31,97 в 9-м классе до 29,14 в 11-м классе). Для юношей наблюдается несколько иная тенденция. В частности, в отношении принятия матерей и отцов наибольшие средние значения зафиксированы в 10-м классе, а в отношении гиперопеки единый тренд не определяется.

Критерий равенства дисперсий Ливиня использовался для проверки гипотезы о равенстве дисперсий всех распределений анализируемых показателей. Для всех шкал опросника, за исключением гиперопеки в отношении матерей, уровень значимости оказался более 0,05, что свидетельствует о равенстве дисперсий по анализируемым переменным.

В табл. 4 представлены обобщенные результаты двухфакторного дисперсионного анализа, где фактор «Возраст» — обучение в 9-м, 10-м или 11-м классе, а фактор «Пол» — пол участников исследования. В качестве зависимых переменных последовательно выступили суммарные показатели по шкалам «Принятие» и «Гиперопека» анализируемого опросника.

Согласно табл. 4, влияние фактора возраста оказывается статистически значимым только для шкалы «Гиперопека» в отношении отцов с размером эффекта в 6% (p<0,05). Сравнение средних значений с поправкой Бонферонни показало статистически достоверные различия только между школьниками 9-х классов (средний балл = 11,31) и 11-х классов (средний балл = 7,8). Следовательно, 17-летние школьники, в отличие от 15-летних, воспринимают отношение своих отцов менее контролирующим. Эффектов влияния возраста на восприятие эмоционально принимающего отношения обоих родителей не выявлено (p>0,05).

Результаты дисперсионного анализа не показали половых различий в восприятии материнского и отцовского отношения по шкалам «Принятие» и «Гиперопека» (p>0,05). Вместе с тем эффект взаимодействия возраста и пола обнаружен для такого аспекта отцовского отношения, как «Принятие», с размером эффекта в 7% (p<0,05). Сравнение средних значений с поправкой Бонферонни показало статистически достоверные половые различия только между школьниками 9-х классов: девушки воспринимают отцовское отношение как более эмоционально поддерживающее, чем юноши (средний балл 29,75 и 24,26 соответственно).

Обсуждение результатов

В исследовании проводилась адаптация опросника «Юношеский отчет о родительском отношении», направленного на изучение особенностей восприятия отношения матерей и отцов в юношеском возрасте. Опросник является самоотчетным и включает два варианта с идентичным содержанием утверждений для оценки отношения матерей и отцов.

В ходе эксплораторного факторного анализа для обоих вариантов было выбрано двухфакторное решение с выделением шкал «Принятие» и «Гиперопека». Утверждения, вошедшие в оригинальной англоязычной версии опросника в каждую из шкал, имели высокие факторные нагрузки по соответствующим шкалам в русскоязычной версии. Таким образом, расчет баллов в русскоязычной версии производится в точном соответствии с рекомендациями авторов с учетом прямых и обратных формулировок утверждений.

Конфирматорный факторный анализ подтвердил двухфакторную структуру опросника, соответствующую двум аспектам восприятия отношения матерей и отцов — принятию, определяющему степень и качество эмоционального отношения и заботы родителей, и гиперопеке, связанной с уровнем чрезмерного контроля и отсутствия автономии у ребенка. Этот результат соответствует данным исследований с участием молодых людей [15, 23], но не согласуется с исследовательскими выводами о наилучшем соответствии трехфакторного решения, возможно, из-за специфики выборки респондентов с проявлениями тревожности и депрессивных состояний (см., напр.: [3]). При этом и в двухфакторной, и в трехфакторной структуре опросника выделяются факторы «Принятие» и «Гиперопека» (или в иной формулировке «Контроль»). Согласно исследованиям, эмоциональное принятие является важнейшим аспектом родительского воспитания, в отношении которого формулируются единодушные выводы исследователей о прямо пропорциональном значимом влиянии на академические достижения и обратно пропорциональном влиянии на выраженность клинических проявлений [1, 3–5]. Эмоционально принимающее поведение родителей связывается с безусловной поддержкой своего ребенка, адекватно выраженным уровнем заботы и возможностью открыто обсуждать проблемные ситуации.

Гиперопека, напротив, ассоциируется с постоянным чрезмерным контролем ребенка, отсутствием веры родителей в его возможности и выражением недовольства его действиями. Для этого аспекта родительского отношения в исследованиях наблюдаются часто противоречивые выводы о связи с индивидуальной успешностью и академическими достижениями, которые связываются с возрастными особенностями участников исследований. В ряде исследований показано позитивное значение родительского контроля для повышения школьной успеваемости, но эта связь оказывается сильнее в более младших возрастах [8]

Описательные статистики показателей восприятия юношами и девушками родительского отношения свидетельствуют в целом об эмоционально принимающем отношении родителей: 20,062 для матерей и 19,491 для отцов по исследовательской выборке против возможного среднего балла в 17,5. Этот результат соответствует имеющимся данным о восприятии российскими младшими школьниками и подростками отношения обоих родителей в большей мере как эмоционально принимающего и в меньшей — как отвергающего [1, 27]. Вместе с тем, в ряде исследований показано, что позитивные аспекты родительского отношения школьники оценивают несколько выше в отношении матерей, но, вероятно, этот результат отражает специфику детско-родительских отношений в младшем возрасте [27].

Родительское отношение в юношеском возрасте в среднем не воспринимается как чрезмерно контролирующее и опекающее. Согласно данным, средний балл по гиперопеке в юношеском возрасте составляет 17,854 для матерей и 17,283 для отцов при возможном среднем балле в 19,5. Этот факт может быть связан с возрастной спецификой детско-родительских отношений в юношестве, характеризующейся уменьшением роли родителей в жизни взрослеющих детей. Показано, в частности, что эффект влияния материнского отношения на общую академическую успешность уменьшается в период от младшего к среднему школьному возрасту с 14% до 4% [1]. Результаты данного исследования свидетельствуют о бóльших индивидуальных различиях в показателях восприятия отношения отцов, чем матерей. Увеличение диапазона индивидуальных различий характерно для восприятия эмоционально принимающего отношения отцов, что может быть связано в том числе с некоторой сложностью оценки юношами и девушками индикаторов эмоционально позитивного поведения отцов. Так, о подобных результатах сообщается в исследовании с участием российских подростков, где зафиксированы наибольшие индивидуальные различия в контексте восприятия позитивных аспектов отцовского отношения — от максимально принимающего отношения до минимального участия в жизни ребенка [1].

Анализ внутренней согласованности шкал опросника свидетельствует о надежности опросника «Юношеский отчет о родительском отношении» в двух вариантах — «Отношение к отцу» и «Отношение к матери». При этом более высокие значения внутренней согласованности получены для аспектов отношения отцов по сравнению с матерями. Результаты анализа надежности шкал опросника «Принятие» и «Гиперопека» на российской выборке молодых людей в полной мере соответствуют данным исследований с участием респондентов из Китая [28], Пакистана [29], Японии [30] и других стран, несмотря на более дифференцированную структуру опросника.

Дисперсионный анализ не выявил половых различий в восприятии родительского отношения, связанного с эмоциональным принятием и чрезмерно опекающим поведением: эффект влияния пола в юношеском возрасте оказывается незначимым. Этот результат согласуется с выводами исследований о равнозначном восприятии юношами и девушками родительского отношения в части эмоционально принимающего поведения и контроля [1, 22]. В ряде исследований, однако, сообщается о небольших различиях в показателях восприятия позитивных аспектов родительского отношения, что может быть связано с участием подростков, а не молодых людей [1]. Вместе с тем в настоящем исследовании обнаружены незначительные половые различия только для школьников, обучающихся в 9-х классах. Согласно анализу, девушки воспринимают отцовское отношение как более эмоционально поддерживающее, чем юноши. В ходе дисперсионного анализа выявлены незначительные возрастные различия (в пределах старшего школьного возраста) только в восприятии опекающего поведения отцов. Согласно данным, более старшие юноши и девушки, обучающиеся в 11-х классах школ, воспринимают отношение своих отцов как менее контролирующее по сравнению со школьниками 9-х классов. Подобная тенденция зафиксирована в ряде исследований, в которых сообщается, например, о снижении ориентации на родителей по мере взросления [5, 24]. В целом незначительные возрастные и половые различия получены только для показателей восприятия отцовского отношения; не обнаружено эффектов влияния возраста, пола и их взаимодействия на показатели материнского отношения.

Таким образом, психометрический анализ опросника «Юношеский отчет о родительском отношении» подтвердил надежность этого психодиагностического инструмента, направленного на понимание особенностей восприятия родительского отношения в юношеском возрасте. Этот самоотчетный опросник позволяет проводить анализ воспринимаемых детско-родительских отношений с исследовательскими целями в современных условиях школьного обучения. Наличие вариантов «Отношение матери» и «Отношение отца» позволяет дифференцировать восприятие отношения матерей и отцов, связанного с эмоциональным принятием и чрезмерно опекающим поведением.

Исследование выполнено при поддержке Российского научного фонда, проект 17-78-30028.

Литература

1. Тихомирова Т.Н., Малых С.Б. Когнитивные основы индивидуальных различий в успешности обучения. М. ; СПб. : Нестор-История, 2017. 312 c.
2. Yang J., Zhao X. Parenting styles and children’s academic performance: Evidence from middle schools in China // Children and Youth Services Review. 2020. Vol. 113. 105017. DOI: 10.1016/j.childyouth.2020.105017
3. Kullberg M.L., Maciejewski D., van Schie C.C., Penninx B.W., Elzinga B.M. Parental bonding: Psychometric properties and association with lifetime depression and anxiety disorders // Psychological Assessment. 2020. Vol. 32 (8). P. 780–795. DOI: 10.1037/pas0000864
4. Yu J., Putnick D.L., Hendricks C., Bornstein M.H. Long-term effects of parenting and adolescent self-competence for the development of optimism and neuroticism // Journal of Youth and Adolescence. 2019. Vol. 48 (8). P. 1544–1554. DOI: 10.1007/s10964-018-0980-9
5. LiuY., Lachman M.E. Socioeconomic status and parenting style from childhood: Long-term effects on cognitive function in middle and later adulthood // The Journals of Gerontology. Series B. 2019. Vol. 74 (6). P. e13–e24. DOI: 10.1093/geronb/gbz034
6. Janssens A., Goossens L., Van Den Noortgate W., Colpin H., Verschueren K., Van Leeuwen K. Parents’ and adolescents’ perspectives on parenting: evaluating conceptual structure, measurement invariance, and criterion validity // Assessment. 2015. Vol. 22. P. 473–489. DOI: 10.1177/1073191114550477
7. Lee J., Yu H., Choi S. The influences of parental acceptance and parental control on school adjustment and academic achievement for South Korean children: the mediation role of self-regulation // Asia Pacific Education Review. 2012. Vol. 13. P. 227–237. DOI: 10.1007/s12564-011-9186-5
8. Pinquart M. Associations of parenting styles and dimensions with academic achievement in children and adolescents: a meta-analysis // Educational Psychology Review. 2016. Vol. 28 (3). P. 475–493. DOI: 10.1007/s10648-015-9338-y
9. Kordi A., Bahamdin R. Parenting Attitude and Style and Its Effect on Children's School Achievements // International Journal of Psychological Studies. 2010. Vol. 1 (2). P. 217–222. DOI: 10.5539/ijps.v2n2p217
10. Тихомирова Т.Н., Малых С.Б., Лысенкова И.А., Белова А.П., Овчарова О.Н., Гиндина Е.Д., Гайсина Д.А. Восприятие отношений с матерью и интеллектуальные показатели детей младшего школьного возраста: кросскультурный анализ // Теоретическая и экспериментальная психология. 2013. Т. 6, № 3. С. 33–46.
11. Pougnet E., Serbin L.A., Stack D.M., Schwartzman A.E. Fathers' influence on children's cognitive and behavioural functioning: a longitudinal study of Canadian families // Canadian Journal of Behavioural Science / Revue Canadienne des Sciences du Comportement. 2011. Vol. 43 (3). P. 173–182. DOI: 10.1037/a0023948
12. McNeal R. Jr. Parent involvement, academic achievement and the role of student attitudes and behaviors as mediators // Universal Journal of Educational Research. 2014. Vol. 2 (8).P. 564–576. DOI: 10.13189/ujer.2014.020805
13. Shumow L., Lyutykh E., Schmidt J.A. Predictors and outcomes of parental involvement with high school students in science // School Community Journal. 2011. Vol. 21 (2).P. 81–98.
14. Otani M. Parental involvement and academic achievement among elementary and middle school students // Asia Pacific Education Review. 2020. Vol. 21 (1). P. 1–25. DOI: 10.1007/s12564-019-09614-z
15. Lizardi H., Klein D.N. Long-term stability of parental representations in depressed outpatients utilizing the Parental Bonding Instrument // The Journal of Nervous and Mental Disease. 2005. Vol. 193 (3). P. 183–188. DOI: 10.1097/01.nmd.0000154838.16100.36
16. Castro M., Expósito-Casas E., López-Martín E., Lizasoain L., Navarro E., Gaviria J.L. Parental involvement on student academic achievement: a meta-analysis // Educational Research Review. 2015. Vol. 14. P. 33–46. DOI: 10.1016/j.edurev.2015.01.002
17. Tsaousis I., Mascha K., Giovazolias T. Can Parental Bonding Be Assessed in Children? Factor Structure and Factorial Invariance of the Parental Bonding Instrument (PBI) Between Adults and Children // Child Psychiatry & Human Development. 2012. Vol. 43 (2). P. 238–253.
18. Тихомирова Т.Н., Малых С.Б., Гайсина Д.А. Адаптация русскоязычной версии опросника «Детский отчет о родительском отношении» // Теоретическая и экспериментальная психология. 2013. Т. 6, № 3. С. 47–53.
19. Deater-Deckard K., Mullineaux P.Y., Beekman C., Petrill S.A., Schatschneider C., Thompson L.A. Conduct problems, IQ, and household chaos: a longitudinal multi-informant study // Journal of Child Psychology and Psychiatry. 2009. Vol. 50 (10). P. 1301–1308. DOI: 10.1111/j.1469-610.2009.02108.x
20. Parker G., Tupling H., Brown L.B. A parental bonding instrument // British Journal of Medical Psychology. 1979. Vol. 52 (1). P. 1–10. DOI: 10.1111/j.2044-8341.1979.tb02487.x
21. Huang V., DiMillo J., Koszycki D. Psychometric Properties of the Parental Bonding Instrument in a Sample of Canadian Children // Child Psychiatry & Human Development. 2020. Vol. 51 (5). P. 754–768. DOI: 10.1007/s10578-020-00999-2
22. Wilhelm K.A.Y., Niven H., Parker G., Hadzi-Pavlovic D. The stability of the Parental Bonding Instrument over a 20-year period // Psychological Medicine. 2005. Vol. 35 (3). P. 387–393. DOI: 10.1017/S0033291704003538
23. Safford S.M., Alloy L.B., Abramson L.Y., Crossfield A.G. Negative cognitive style as a predictor of negative life events in depression-prone individuals: a test of the stress generation hypothesis // Journal of Affective Disorders. 2007. Vol. 99 (1). P. 147–154. DOI: 10.1016/j.jad.2006.09.003
24. Ismail Loona M., Kamal A. Role of Perceived Parenting Styles and Familial Factors in Prediction of Teacher-Report Childhood Behavior Problems // Journal of Behavioural Sciences. 2012. Vol. 22 (3). P. 49–69.
25. Harold G.T., Aitken J.J., Shelton K.H. Inter-parental conflict and children’s academic attainment: a longitudinal analysis // Journal of Child Psychology and Psychiatry. 2007. Vol. 48 (12). P. 1223–1232. DOI: 10.1111/j.1469-7610.2007.01793.x
26. Geiser С. Data Analysis with Mplus. New York : Guilford, 2012. 305 р.
27. Tikhomirova T.N., Malykh S.B. Adaptation of the Russian-language version of the children’s report of parental behavior inventory // The European Proceedings of Social & Behavioural Sciences. 2017. Vol. 33. P. 367–374. DOI: 10.15405/EPSBS.2017.12.39
28. Liu J., Li L., Fang F. Psychometric properties of the Chinese version of the Parental Bonding Instrument // International Journal of Nursing Studies. 2011. Vol. 48 (5). P. 582–589. DOI: 10.1016/j.ijnurstu.2010.10.008
29. Qadir F., Stewart R., Khan M., Prince M. The validity of the Parental Bonding Instrument as a measure of maternal bonding among young Pakistani women // Social Psychiatry and Psychiatric Epidemiology. 2005. Vol. 40 (4). P. 276–282. DOI: 10.1007/s00127-005-0887-0
30. Uji M., Tanaka N., Shono M., Kitamura T. Factorial structure of the parental bonding instrument (PBI) in Japan: A study of cultural, developmental, and gender influences // Child Psychiatry and Human Development. 2006. Vol. 37 (2). P. 115–132. DOI: 10.1007/s10578-006-0027-4

Источник: Тихомирова Т.Н., Гайсина Д.А., Малых С.Б. Адаптация русскоязычной версии опросника «Юношеский отчет о родительском отношении» // Сибирский психологический журнал. 2021. №81. С. 126–142. DOI: 10.17223/17267081/81/6