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1 引言

亲职化（Parentification）最初由家庭治疗大师萨尔瓦多·米纽庆（Salvador Minuchin）与其同事在描述贫民窟的一群孩子时提出，这群孩子为了减轻父母长期在外无暇照顾家庭的压力，主动或被动肩负起照顾家庭的责任。这种孩子承担并试图满足家庭需求的现象被赋予“亲职化”的概念。

亲职化一词由鲍斯泽门伊—纳吉（Boszormenyi-Nagy）和斯帕尔克（Spark）于1973年明确提出，指的是儿童和青少年忽视自身需要，过早扮演父母角色，甚至超出自身发展水平，承担成人责任的一种家庭互动模式。亲职化作为亲子三角关系中的一种，其包含工具性亲职化（Instrumental Parentification）和情感性亲职化（Emotional Parentification），其中，前者侧重于子女为了缓和父母关系而承担起照顾家人、洗衣做饭等责任，后者侧重于承担起在父母发生冲突时安抚父母情绪，提供情绪价值的责任。

有诸多研究表明不同的出生顺序会对个体的亲职化表现存在不同的影响。李美枝（2001）谈到在华人孝道文化背景下，长子或长女被认为应该承担家务劳动和照顾手足的责任，协助父母扮演主动照顾角色，因而，家庭中年长的子女被赋予较多照顾家庭的责任与义务。石芳萌、吴丽娟与林世华（2010）研究表明家庭中老大及中间子女比老幺与独生子女拥有更多的功能性照顾，例如做家务或照顾弟妹。但也有研究指出不同出生顺序的儿童或青少年的亲职化水平并未达到显著的不同（柴兰芬，2006）。可见亲职化与出生顺序的关系研究不可定论，有待进一步
探讨。

对于性别对亲职化的影响，不同研究得到的结果不一。张贝萍（2000）发现单亲家庭中不同性别的孩子涉入亲职化程度无显著区别，另外，郑淑君与郭丽安（2008）在对230个独生子女的家庭进行调查后发现，不同性别的孩子，在涉入父母吵架时亲职化也无显著差别；也有研究表明性别与亲职化有关联：Mayseless等人（2004）的研究结果显示女性比男性更容易过度承担亲职责任角色，且承担母亲的亲职功能多于承担父亲的亲职功能。国内学者郭孟瑜（2003）在对1145名青少年进行实证研究后发现女生的亲职化程度显著高于男生。但王玉思（2018）发现在对1013名初中生的调查后发现不同性别的初中生的亲职化水平进行差异比较，发现性别对于亲职化的影响不显著。因此，基于前人研究，本研究更倾向于假设性别对于亲职化的影响不
显著。

为了评估青少年的亲职化程度，尤尔科维奇（Jurkovic）与瑟基尔德（Thirkield）编制了适合青少年的亲职化量表，其包含亲职化的三个维度：功能性亲职化、情感性亲职化、感知到的公平性。之后Jurkovic编订了适合成人的亲职化量表，添加了对过去时间亲职化表现的测量和现在时间亲职化的测量以作比较。考虑到国内没有合适的亲职化量表，石芳萌（2007）以高中生为被试对Jurkovic的“子女责任量表——成人版”量表进行修订，量表共三十七题，分数越高亲职化程度越高，项目维度划分为情感性照顾、功能性照顾、不公平性三种。在之后有无手足被发现是影响亲职化程度的一个重要因素，因而胡珀Hooper（2009）的亲职化量表区分了针对父母的亲职化和针对兄弟姐妹的亲职化，并包含亲职化感知益处维度。此外，博切尔特（Borchet，2019）编制的“青少年亲职化问卷”（KPdM）对于独生和非独生子女分为两个版本：独生子女版本包含17个项目，四个基本维度；有兄弟姐妹版本包含26个项目，在四个基本维度上增加了两个额外维度。信度系数显示所有维度的信度均在0.7～0.8之间，达到可接受水平。

目前，我国亲职化研究尚处于起步阶段，相关理论体系和研究工具多借鉴于国外，缺乏契合我国文化背景的本土化研究工具。因此，修订并验证适配我国国情的亲职化问卷尤为重要，这不仅有助于深入了解我国青少年的亲职化现状，还能为相关研究和干预工作提供科学依据。基于此，本研究拟对青少年亲职化问卷（KPdM）进行中文回溯版修订，旨在验证其在我国大学生群体中的信效度，为大学生亲职化评估提供兼具科学性与实用性的评估工具。

2 研究方法

2.1 问卷中译过程

在获得量表原作者正式授权后，本研究对KPdM展开汉化工作。为了确保翻译质量，邀请了有海外留学背景的心理学专业学生参与回译工作。在回译过程中，研究团队对于条目的文化适应性进行探讨，以保证中文版本能够准确传递原量表的意图。在回译后，本研究发现，在我国文化背景下，主要量表中的条目1（我会帮助父母做重要的决定）并没有体现出所在维度“对父母的情感性亲职化”，条目13（我的家庭会明确告知我需要承担的任务和责任）中的角色性维度也没有体现，因此将条目1和条目13删除。且结合中国家庭文化特点，原量表中手足相关的两个维度界定边界模糊，难以有效区分。因此将分手足分量表的两个维度（对手足的工具性亲职化和对手足的情感性亲职化）合并为对手足的亲职化。在此基础上，形成中文版KPdM初稿。

2.2 被试

对四川、河北等地大学生发放并回收问卷679份，剔除不认真作答（答题时间过短且作答答案重复超过70%），最终得到有效问卷642份，有效回收率为94.6%。其中男生228人，占35.5%，女生414人，占64.5%；独生子女261人，占40.6%，非独生子女381人，占59.4%；农村人口294人，占45.8%，城镇人口348人，占54.2%。

2.3 工具

（1）青少年亲职化问卷（Parentification Questionnaire for Youth，KPdM）

该量表由Borchet等人编制，针对独生和非独生子女设置两个版本：独生子女版本包含17个项目，4个基本维度；有兄弟姐妹版本包含26个项目，在四个基本维度基础上增加两个额外维度。KPdM问卷的多维结构和双版本设计使其能够全面评估亲职化的不同类型（情感性与工具性）、不同对象（父母与兄弟姐妹）以及个体的主观感知（不公平感与满意度），为研究者和临床工作者提供了一个全面、实用的评估工具。

（2）一般健康问卷（General Health Questionnaire，GHQ-12）

该量表为校标工具，主要测评被试心理健康状况。量表由Goldberg D于1991年开发，用于评估研究对象在最近几周内整体心理健康状况。我国台湾学者郑泰安（1990）在GHQ的基础上结合中国文化特色研制出了中文健康问卷12个条目的版本，经过在中国台湾地区的使用证明有效。中文版GHQ-12已被证实可作为精神疾病流行病学调查和社区卫生服务识别心理障碍的筛选工具（杨廷忠，2003）。本研究中该量表的Cronbach’s α系数为0.856。

2.4 统计工具

SPSS 27.0被用于项目分析、相关分析和信度分析；Mplus 8.3被用于探索性结构方程模型分析。

3 结果

3.1 项目分析

采用题总相关和极端分组法对中文版KPdM进行项目分析。在独生子女群体中，各问卷总分与各项目得分之间的相关系数r=0.373～0.730根据问卷总分排序，将总分前后27%的被试划分为高分组和低分组，进行独立样本t检验，t值分布在4.181～17.545之间。具体结果如表1所示。

表 1 中文版KPdM项目分析的结果

Table 1 KPdM item analysis results (Chinese Version)

项目	t	r	项目	t	r
1	9.343**	0.747**	14	4.896**	0.896**
2	4.181**	0.809**	15	6.153**	0.905**
3	10.107**	0.675**	16	5.595**	0.877**
4	11.642**	0.800**	17	9.101**	0.756**
5	4.845**	0.807**	18	14.958**	0.724**
6	13.866**	0.814**	19	17.360**	0.777**
7	12.543**	0.823**	20	18.708**	0.827**
8	7.094**	0.844**	21	13.234**	0.714**
9	6.455**	0.816**	22	23.475**	0.787**
10	8.277**	0.764**	23	21.815**	0.852**
11	11.492**	0.705**	24	22.398**	0.813**
12	7.649**	0.857**	25	16.516**	0.793**
13	7.942**	0.566**	26	22.669**	0.853**

注：*p<0.05，**p<0.01，*** p<0.001，下同。

3.2 探索性结构方程模型分析

由于在原始量表中已形成成熟的结构，所以不必使用探索性因子分析来分析各个题目维度归属问题。但又希望能够通过分析观察到各维度之间的关系和确认题目是否出现跨维度现象，因此选用了探索性结构方程模型（Exploratory Structural Equation Modeling ，ESEM）（王孟成，2014；麦玉娇，温忠麟，2013）进行量表结构的探索。ESEM的研究结果显示模型的总体拟合指标χ2/df=<5，TLI和CFI均大于0.9，SRMR小于0.08（温忠麟 等，2018）且RMSEA小于0.1（温忠麟 等，2004），说明中文版量表可以良好地拟合四因子模型（独生子女）和六因子模型（非独生子女）。具体结果如表2、表3、表4所示。

表 2 探索性结构方程模型（独生子女）

Table 2 Exploratory structural equation modeling (Only Child)

变量	工具性亲职化 （对父母）	情感性亲职化 （对父母）	角色满意度	不公感
A1	0.390
A2	0.796
A3	0.623
B1		0.564
B2		0.695
B3		0.808
B4		0.657
C1			0.851
C2			0.833
C3			0.693
D1				0.776
D2				0.896
D3				0.89
D4				0.858
D5				0.66

表 3 探索性结构方程模型（非独生子女）

Table 3 Exploratory structural equation modeling (Non-Only Child)

变量	工具性亲职化（对父母）	情感性亲职化（对父母）	角色满意度	不公感	亲职化（对兄弟姐妹）
A1	0.441
A2	0.72
A3	0.707
B1	0.309
B2		0.549
B3		0.922
B4		0.608
C1			0.793
C2			0.814
C3			0.827
D1				0.856
D2				0.88
D3				0.899
D4				0.8
D5				0.68
E1					0.753
E2					0.582
E3					0.473
E4					0.821
G1					0.558
G2					0.704
G3					0.817
G4					0.806
G5					0.834

表 4 ESEM模型各项拟合指数汇总表

Table 4 Summary table of fit indices for the ESEM model

模型	χ2/df	CFI	TLI	RMSEA	90% CI RMSEA		SRMR
独生子女—情感	1.799	0.987	0.967	0.055	0.00	0.101	0.022
独生子女—行为	1.734	0.992	0.984	0.053	0.006	0.089	0.015
非独生子女—情感	2.879	0.953	0.925	0.070	0.059	0.081	0.029
非独生子女—行为	3.252	0.984	0.966	0.077	0.052	0.103	0.018

3.3 信度分析

独生子女总问卷的α系数为0.847；非独生子女总问卷的α系数为0.919。根据有无手足的划分，中文版KPdM各维度α系数结果如表5所示。

表 5 中文版KPdM各维度α系数

Table 5 Cronbach’s alpha for each dimension of the KPdM (Chinese version)

	工具性亲职化（对父母）	情感性亲职化（对父母）	角色满意度	不公感	亲职化（对兄弟姐妹）
独生子女	0.708	0.787	0.710	0.907
非独生子女	0.759	0.803	0.764	0.913	0.907

3.4 校标关联效度

采用一般健康问卷（GHQ-12）为校标来检验中文版KPdM的效标关联效度。结果如表6所示，中文版KPdM量表得分与GHQ-12得分呈显著正相关。

表 6 以GHQ-12为校标的效度

Table 6 Validity calibrated using the GHQ-12

	KPdM（分量表1）	KPdM（分量表2）
独生子女	0.454**
非独生子女	0.608**	0.404**

4 讨论

本研究通过对Borchet等人编制的青少年亲职化问卷（KPdM）进行中文修订，并在中国大学生群体中检验其信效度，结果表明中文版KPdM具有良好的心理测量学特性，适用于评估我国大学生的亲职化水平。

（1）问卷结构的稳定性

亲职化理论源于家庭系统理论，强调个体在家庭系统中的角色与边界。Minuchin提出的结构家庭理论认为，家庭是一个有层次、有子系统的整体，健康的家庭应具备清晰的代际边界。亲职化现象往往发生在边界模糊或倒置的家庭中，子女被赋予本应由父母承担的责任，从而跨越了代际角色界限。Boszormenyi-Nagy的关系家庭治疗理论进一步指出，亲职化不仅是一种行为模式，更是一种“隐形忠诚”的表现，子女通过承担父母的责任来维持家庭的情感平衡，但这种过早的角色承担往往以牺牲其自身发展需要为代价。

在本研究中，KPdM的双因素结构（情感性与工具性亲职化）正是对这一理论的有力呼应。情感性亲职化对应子女在家庭情感系统中承担调节与安抚功能，如安慰父母、缓解冲突；工具性亲职化则对应其在家庭实际运作中承担具体责任，如经济支持、家务劳动。两种类型共同构成了亲职化的行为与情感双重维度，反映出子女在家庭系统中“亲职化”的角色体验。

（2）问卷的跨文化适应性

探索性结构方程模型（ESEM）分析支持原量表的双因素结构（独生子女版四因子、非独生子女版六因子），且模型拟合指标良好（χ2/df<5，CFI、TLI>0.9，RMSEA<0.08，SRMR<0.08），说明中文版KPdM在我国文化背景下仍能有效区分亲职化的不同维度。这一结果不仅验证了亲职化理论的跨文化稳定性，也表明在中国家庭系统中，情感性与工具性亲职化与家庭互动模式高度相关。

值得注意的是，在翻译与回译过程中，条目1（“我会帮助父母做重要的决定”）在原量表中归属“情感性亲职化”，但在我国文化背景下，其所属的两维度（情感性亲职化和工具性亲职化）区分并不明显。这一调整反映出中国文化中“家庭责任”与“情感支持”可能更紧密地交织在一起，子女参与家庭决策常被视为责任而非纯粹的情感行为。这提示我们，亲职化的表现可能受到文化的影响（Hooper，2013），未来研究可结合家庭系统理论与中国孝道文化，进一步探讨亲职化在本土语境中的特殊内涵。

（3）信度与效度表现

信度分析显示，中文版KPdM各维度的Cronbach’s α系数在0.708～0.913之间，表明问卷具有较好的内部一致性。其中，“不公感”维度的信度最高，这可能反映出在亲职化过程中，子女对角色分配的公平性感知具有较高的显著性，与家庭系统理论中“边界侵犯”与“资源不公”的观点相吻合。

在校标关联效度方面，KPdM总分及各分量表得分与一般健康问卷（GHQ-12）得分呈显著正相关，即亲职化程度越高，心理健康水平越低。这一结果支持了亲职化理论中的观点，即过早承担成人角色可能导致子女情绪耗竭、自我分化不足，进而影响其心理适应。这为亲职化与心理健康之间的机制提供了实证依据，也为家庭干预与心理辅导指明了方向。

（4）研究意义与启示

本研究首次将KPdM引入中国，并验证了其在我国大学生群体中的适用性，不仅为我国亲职化研究提供了一个可靠的本土化测量工具，也为家庭系统理论在中国情境下的应用提供了实证支持。未来可在此基础上开展更为系统的研究，探讨亲职化在家庭生命周期中的演变路径，以及其与个体依恋风格、家庭凝聚力、代际传递等变量的关系。

对家庭教育与心理咨询实践而言，本问卷可用于评估家庭系统中的角色边界状态，识别那些在情感或工具层面过度卷入的子女。干预时可依据理论框架，帮助家庭重建健康的代际边界，促进子女的个人成长与自我分化。

5 结论

中文版回溯性亲职化问卷（KPdM）在我国大学生群体中具有良好的信度和效度，可作为评估我国青少年亲职化程度的有效工具。本研究为其在我国文化背景下的应用提供了初步的实证支持，也为后续相关研究和干预实践奠定了基础。

6 研究不足与展望

（1）研究不足

本研究存在以下局限性。首先，样本主要来自四川、河北等地的大学生，未来应扩大取样范围，提高样本的代表性；其次，本研究未对问卷的重测信度进行检验，未来可补充纵向数据以进一步验证其稳定性；最后，本研究仅使用GHQ-12作为校标工具，未来可引入更多效标变量（如自我分化、家庭适应性等），以全面检验问卷的效度。

（2）展望

未来研究还可结合家庭系统理论与其他发展理论（如依恋理论、生命周期理论），进一步探讨亲职化的形成机制、发展轨迹及其长期影响，并尝试开发更具文化敏感性的亲职化干预方案。

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