父母的婚姻滿意度可直接預(yù)測(cè)父親教養(yǎng)投入,社會(huì)心理學(xué)論文

父母的婚姻滿意度可直接預(yù)測(cè)父親教養(yǎng)投入,社會(huì)心理學(xué)論文父親教養(yǎng)投入指在兒童的教養(yǎng)經(jīng)過中，父親在互動(dòng)性、可及性和責(zé)任性三方面的身心投入(Lamb，2004;伍新春，劉暢，胡艷蕊，郭素然，郭幽圻等，2020)。研究表示清楚，父親教養(yǎng)投入對(duì)兒童的學(xué)業(yè)成就(McBride，Schoppe-Sullivan，＆Ho，2005)、性別角色(Jones，Kramer，＆Armitage，2003)和心理社會(huì)發(fā)展(Sarkadi，Kristiansson，Oberklaid，＆Bremberg，2008)等均具有積極的促進(jìn)作用。對(duì)于3～7歲的幼兒來講，他們不僅處在與父母建立依戀關(guān)系的關(guān)鍵期，并且生活的主要環(huán)境也從家庭逐步過渡到幼兒園，父親教養(yǎng)投入對(duì)其心理發(fā)展的影響更是至關(guān)重要(Lewis＆Lamb，2003)。然而，盡管社會(huì)變遷的大背景促使父親由道德導(dǎo)師、經(jīng)濟(jì)提供者的傳統(tǒng)角色逐步轉(zhuǎn)向與妻子共同照顧孩子的協(xié)同教養(yǎng)者(Lamb，2000;伍新春，郭素然，劉暢，陳玲玲，郭幽圻，2020)，父親們也逐步意識(shí)到應(yīng)更多地投入到家庭教育中，但其投入水平仍然有限(全國少工委，中國青少年研究中心，2007;全國婦聯(lián)兒童工作部，2018)。因而，討論影響父親教養(yǎng)投入的重要因素，并以此為基礎(chǔ)著力提升父親的教養(yǎng)投入水平具有特別重要的意義。基于家庭系統(tǒng)理論(Minuchin，1974)，研究者以為反映夫妻子系統(tǒng)內(nèi)部互動(dòng)的婚姻關(guān)系對(duì)反映親子子系統(tǒng)內(nèi)部互動(dòng)的父母教養(yǎng)投入具有重要奉獻(xiàn)(Belsky，1984)。受社會(huì)文化規(guī)范對(duì)父親教養(yǎng)角色界定模糊的影響，父親對(duì)其教養(yǎng)角色的意識(shí)和認(rèn)同通常與婚姻關(guān)系打包出現(xiàn)(apackagedeal)，因此父親的教養(yǎng)投入易受其婚姻滿意度的影響(Almeida，Wethington，＆Chandler，1999;Belsky，Youngblade，Rovine，＆Volling，1991;Parke，2002)。當(dāng)前有三種主要的理論假講能夠解釋婚姻關(guān)系與父親教養(yǎng)投入間的作用機(jī)制(Erel＆Burman，1995;Katz＆Gottman，1996;Pedro，Ribeiro，＆Shelton，2020)，分別是溢出假講(spilloverhypothesis)、補(bǔ)償假講(compensatoryhypothesis)和穿插假講(crossoverhypothesis)。溢出假講以為，產(chǎn)生于某個(gè)子系統(tǒng)(如夫妻子系統(tǒng))的情緒或行為會(huì)在另一個(gè)子系統(tǒng)(如父子子系統(tǒng))中表示出出來(Erel＆Burman，1995)，如表現(xiàn)為父親的婚姻滿意度與其教養(yǎng)投入存在正向關(guān)聯(lián);補(bǔ)償假講主要從家庭治療的臨床實(shí)踐中得出，它以為當(dāng)婚姻關(guān)系不良時(shí)，父母會(huì)試圖通過建立積極的親子關(guān)系來補(bǔ)償他們?cè)诨橐鲫P(guān)系中未知足的情感需要，因此可能表現(xiàn)為父親的婚姻滿意度與其教養(yǎng)投入存在負(fù)向關(guān)聯(lián);穿插假講以為，家庭某個(gè)子系統(tǒng)中互動(dòng)雙方華而不實(shí)一方的情緒或行為(如母親在夫妻子系統(tǒng)中的感受)會(huì)影響另一方在其他子系統(tǒng)中的情緒或行為(如父親在父子子系統(tǒng)中的行為)(Bolger，DeLongis，Kessler，＆Wethington，1989;White，1999)，其可能表現(xiàn)為母親的婚姻滿意度與父親教養(yǎng)投入存在關(guān)聯(lián)。通過文獻(xiàn)分析發(fā)現(xiàn)，以往的實(shí)證研究大多聚焦于溢出效應(yīng)或補(bǔ)償效應(yīng)的討論即父親的婚姻滿意度對(duì)其教養(yǎng)投入的影響，且多數(shù)研究證實(shí)了溢出假講，沒有證實(shí)補(bǔ)償假講(Erel＆Burman，1995)，只要少數(shù)研究關(guān)注并證實(shí)了婚姻關(guān)系與父親教養(yǎng)投入的穿插效應(yīng)，即母親的婚姻滿意度對(duì)父親教養(yǎng)投入存在正向作用(Pedroetal．，2020)。與實(shí)證研究結(jié)果不同的是，研究者以為在一個(gè)家庭系統(tǒng)中，溢出、補(bǔ)償和穿插假講可能同時(shí)發(fā)生，即個(gè)體或家庭人際互動(dòng)中的情緒或行為能夠在子系統(tǒng)之間發(fā)生遷移(Blogeretal．，1989)。然而受研究樣本的家庭構(gòu)造、兒童特征和父母特征等因素的影響，三種假講發(fā)生的可能性存在差異，這可能是導(dǎo)致理論與實(shí)證研究結(jié)果不一致的原因之一。對(duì)于家中擁有3～7歲幼兒的雙親家庭而言，上述三種假講能否同時(shí)存在于父母的婚姻滿意度與父親教養(yǎng)投入之間呢?這是本研究擬探究的問題之一。隨著研究的深切進(jìn)入，溢出、補(bǔ)償和穿插假講不僅可應(yīng)用于理解夫妻子系統(tǒng)與親子系統(tǒng)之間的互相作用，同時(shí)也被應(yīng)用于家庭系統(tǒng)中任意兩個(gè)子系統(tǒng)之間的互動(dòng)經(jīng)過，如夫妻子系統(tǒng)與協(xié)同教養(yǎng)子系統(tǒng)之間、協(xié)同教養(yǎng)子系統(tǒng)與父子子系統(tǒng)之間。協(xié)同教養(yǎng)指的是成人(父母)在教養(yǎng)孩子經(jīng)過中所構(gòu)成的教養(yǎng)聯(lián)盟(McHale，1997;Minuchin，1974)。研究發(fā)現(xiàn)，父母在夫妻子系統(tǒng)中的情感體驗(yàn)可溢出到協(xié)同教養(yǎng)子系統(tǒng)中(Pedroetal．，2020)，母親在協(xié)同教養(yǎng)子系統(tǒng)中的行為可穿插影響父親在父子子系統(tǒng)中的投入(Fagan＆Palkovitz，2018)。溢出、補(bǔ)償和穿插假講以及以協(xié)同教養(yǎng)為中心的生態(tài)模型(Feinberg，2003)均提示了婚姻關(guān)系可能會(huì)通過協(xié)同教養(yǎng)間接地對(duì)父母的教養(yǎng)行為發(fā)生作用，并已經(jīng)得到了很多實(shí)證研究的支持。但遺憾的是，以往的研究大多將父母雙方分別考察(Morrill，Hines，Mahmood，＆Crdova，2018;Margolin，Gordis，＆John，2001;Pedroetal．，2020)。一方面，部分研究者關(guān)注父親對(duì)其教養(yǎng)投入的主體效應(yīng)(個(gè)體特征對(duì)本身結(jié)果變量的影響)，如單獨(dú)考察父親的婚姻滿意度、父親感悟到的協(xié)同教養(yǎng)關(guān)系對(duì)其教養(yǎng)投入的影響;另一方面，由于母親守門員(maternalgatekeeping)作為協(xié)同教養(yǎng)的一種特殊形式對(duì)父親教養(yǎng)投入的影響成為近些年的研究熱門，使得研究者們將目光投向母親促進(jìn)或限制父親投入教養(yǎng)的信念或行為(Allen＆Hawkins，1999;DeLuccie，1995;Puhlman＆Pasley，2020)，孤立地關(guān)注母親對(duì)父親教養(yǎng)投入的客體效應(yīng)(個(gè)體特征對(duì)別人結(jié)果變量的影響)，而忽略了父親在應(yīng)對(duì)母親影響時(shí)的主觀能動(dòng)性(Walker＆McGraw，2000)。將父母對(duì)父親教養(yǎng)投入的影響孤立地進(jìn)行考察，忽視了家庭系統(tǒng)中各元素間互相影響的生態(tài)性，無法揭示父母對(duì)父親教養(yǎng)投入影響中的互相作用。除此之外，以往研究者對(duì)協(xié)同教養(yǎng)的考察多關(guān)注父母整體的協(xié)同教養(yǎng)關(guān)系(Morrilletal．，2018)，如將父母協(xié)同教養(yǎng)的多個(gè)維度分?jǐn)?shù)加和平均，忽視了協(xié)同教養(yǎng)的多面性;或只關(guān)注父母在協(xié)同教養(yǎng)經(jīng)過中的合作與沖突(Margolinetal．，2001)、支持與阻礙(Jia＆Schoppe-Sullivan，2018)等行為，忽視了某些隱性情境下的協(xié)同教養(yǎng)行為。為此，本研究采用McHale(1997)對(duì)協(xié)同教養(yǎng)的操作性界定來彌補(bǔ)上述缺乏，綜合考察顯性情境下(父母雙方與兒童都在場(chǎng)的互動(dòng))父母的團(tuán)結(jié)、一致和沖突行為以及隱性情境下(父母中的一方單獨(dú)與兒童互動(dòng))父母的團(tuán)結(jié)及對(duì)配偶的貶低行為，以便從協(xié)同教養(yǎng)的多個(gè)維度系統(tǒng)地討論協(xié)同教養(yǎng)在婚姻滿意度與父親教養(yǎng)投入間的中介作用?？傊狙芯坎粌H關(guān)注父親對(duì)其教養(yǎng)投入的主體效應(yīng)，也同時(shí)關(guān)注母親對(duì)父親教養(yǎng)投入的客體效應(yīng)，檢驗(yàn)溢出、補(bǔ)償和穿插假講能否適用于夫妻子系統(tǒng)、協(xié)同教養(yǎng)子系統(tǒng)對(duì)父子子系統(tǒng)的影響以及協(xié)同教養(yǎng)在父母婚姻滿意度與父親教養(yǎng)投入間的中介作用。設(shè)想模型如此圖1所示(中介變量以協(xié)同教養(yǎng)的團(tuán)結(jié)維度為例)，父母的婚姻滿意度可直接預(yù)測(cè)父親教養(yǎng)投入，且父母的婚姻滿意度不僅通過父母本身的協(xié)同教養(yǎng)行為的中介作用對(duì)父親教養(yǎng)投入產(chǎn)生影響，也通過配偶的協(xié)同教養(yǎng)行為的中介作用影響父親教養(yǎng)投入。2、研究方式方法2.1研究對(duì)象根據(jù)中國發(fā)展指數(shù)(袁衛(wèi)，彭非，2008)對(duì)我們國家多個(gè)省市的3～7歲幼兒的父親進(jìn)行抽樣調(diào)查，共回收有效問卷364份，樣本情況如表1所示。幼兒的平均年齡為4.831.40歲，父親的平均年齡為34.194.55歲，母親的平均年齡為31.934.21歲。2.2研究工具2.2.1人口統(tǒng)計(jì)學(xué)變量對(duì)父母和兒童的人口統(tǒng)計(jì)學(xué)信息進(jìn)行測(cè)查，包括兒童年齡、性別，父母年齡、受教育程度、每周工作時(shí)長，家中擁有孩子個(gè)數(shù)等信息。2.2.2父親教養(yǎng)投入問卷采用伍新春等編制的中國父親教養(yǎng)投入問卷(伍新春，劉暢，胡艷蕊，郭素然，郭幽圻等，2020)。問卷包含互動(dòng)性、可及性和責(zé)任性三個(gè)維度及十二個(gè)子維度，共56個(gè)項(xiàng)目，合適3～18歲兒童和青少年的父親使用。采用5點(diǎn)計(jì)分，0表示從不，4表示總是，得分越高代表父親教養(yǎng)投入水平越高?；?dòng)性、可及性和責(zé)任性三維度的內(nèi)部一致性系數(shù)分別為0.91、0.81和0.92，總量表的內(nèi)部一致性系數(shù)為0.96。2.2.3婚姻滿意度問卷采用Olson婚姻質(zhì)量問卷中的婚姻滿意度分量表(李凌江，楊德森，1999)。問卷共10個(gè)項(xiàng)目，適用于已婚夫妻。采用5點(diǎn)計(jì)分，1表示非常不同意，5表示非常同意，得分越高代表父母的婚姻滿意度越高。父親和母親問卷的內(nèi)部一致性系數(shù)分別為0.81和0.82。2.2.4協(xié)同教養(yǎng)問卷采用修編自McHale(1997)的協(xié)同教養(yǎng)問卷，由父母自評(píng)其對(duì)配偶的協(xié)同教養(yǎng)行為。問卷包含團(tuán)結(jié)、一致、沖突和貶低四個(gè)維度，共18個(gè)項(xiàng)目。采用7點(diǎn)計(jì)分，1表示從不，7表示總是。在團(tuán)結(jié)、一致、沖突和貶低四維度上，父親問卷的內(nèi)部一致性系數(shù)分別為0.87、0.61、0.82和0.89，母親問卷的內(nèi)部一致性系數(shù)分別為0.86、0.66、0.82和0.77。2.3研究程序與數(shù)據(jù)處理采用主試入戶施測(cè)和集體施測(cè)相結(jié)合的方式收集數(shù)據(jù)。入戶施測(cè)時(shí)，要求主試嚴(yán)格根據(jù)規(guī)定程序監(jiān)督父母獨(dú)立完成問卷;集體施測(cè)采用父母講座現(xiàn)場(chǎng)填答的方式。問卷由研究者統(tǒng)一回收，經(jīng)檢查合格后進(jìn)行錄入處理。數(shù)據(jù)分析通過SPSS16.0、AMOS21.0完成。3、結(jié)果3.1父母婚姻滿意度、協(xié)同教養(yǎng)與父親教養(yǎng)投入的描繪敘述統(tǒng)計(jì)結(jié)果父親教養(yǎng)投入在互動(dòng)性、可及性和責(zé)任性三維度上的得分分別為2.390.58，2.630.66，2.540.59，父親教養(yǎng)投入總分為2.520.57，均高于中數(shù)水平;父母的婚姻滿意度、協(xié)同教養(yǎng)的描繪敘述統(tǒng)計(jì)結(jié)果如表2所示，婚姻滿意度和協(xié)同教養(yǎng)的團(tuán)結(jié)與一致維度得分均高于中數(shù)水平，而協(xié)同教養(yǎng)的沖突和貶低維度得分均低于中數(shù)水平。3.2父母婚姻滿意度與協(xié)同教養(yǎng)、父親教養(yǎng)投入的關(guān)系3.2.1父母婚姻滿意度與協(xié)同教養(yǎng)、父親教養(yǎng)投入的相關(guān)分析采用person積差相關(guān)計(jì)算父母的婚姻滿意度、父母協(xié)同教養(yǎng)的四個(gè)維度和父親教養(yǎng)投入的關(guān)系，結(jié)果見表3。相關(guān)分析結(jié)果表示清楚:(1)父母的婚姻滿意度與協(xié)同教養(yǎng)各維度間的相關(guān)系數(shù)均顯著;(2)父母的婚姻滿意度與父親教養(yǎng)投入的相關(guān)系數(shù)顯著;(3)除母親協(xié)同教養(yǎng)的沖突維度與父親教養(yǎng)投入的相關(guān)不顯著外，父母協(xié)同教養(yǎng)的其他各維度與父親教養(yǎng)投入的相關(guān)系數(shù)均顯著。3.2.2父母婚姻滿意度對(duì)父親教養(yǎng)投入的預(yù)測(cè)作用以父親教養(yǎng)投入作為潛變量，互動(dòng)性、可及性和責(zé)任性作為觀測(cè)變量，建立以父親婚姻滿意度和母親婚姻滿意度為自變量的直接預(yù)測(cè)模型，模型擬合指標(biāo)為，2(df=4)=14.25，p＜0.001;NFI=0.99，TLI=0.97，CFI=0.99，RMSEA=0.08，各項(xiàng)指標(biāo)到達(dá)理想水平(Hu＆Bentler，1999)。構(gòu)造方程模型的結(jié)果顯示，父親婚姻滿意度與母親婚姻滿意度對(duì)父親教養(yǎng)投入的途徑系數(shù)均達(dá)顯著水平，分別為=0.23(p＜0.001)，=0.16(p＜0.01)，即父母的婚姻滿意度可顯著地正向預(yù)測(cè)父親教養(yǎng)投入，故可在這里基礎(chǔ)上進(jìn)一步檢驗(yàn)協(xié)同教養(yǎng)各維度在其間的中介作用。3.2.3父母協(xié)同教養(yǎng)的中介作用為了采用構(gòu)造方程模型考察父母協(xié)同教養(yǎng)的四個(gè)維度在婚姻滿意度與父親教養(yǎng)投入間的中介作用，分別以父母協(xié)同教養(yǎng)的團(tuán)結(jié)、一致、沖突和貶低維度作為中介變量，建立婚姻滿意度與父親教養(yǎng)投入的四個(gè)中介模型，模型擬合結(jié)果見表4。四個(gè)中介模型中，除以協(xié)同教養(yǎng)的團(tuán)結(jié)維度為中介變量的模型擬合指標(biāo)中的NFI、TLI、CFI略低于0.9，RMSEA略高于0.08之外，其他三個(gè)模型的擬合指標(biāo)均達(dá)理想水平。在四個(gè)中介模型的測(cè)量模型部分，父親教養(yǎng)投入的三個(gè)維度在潛變量上的載荷均在0.84～0.92之間，母親協(xié)同教養(yǎng)四個(gè)維度的各項(xiàng)目在潛變量上的載荷在0.51～0.84之間，父親協(xié)同教養(yǎng)四維度的各項(xiàng)目在潛變量上的載荷在0.39～0.97之間，均在0.001的水平上到達(dá)顯著。進(jìn)一步的構(gòu)造方程模型分析得知，在以協(xié)同教養(yǎng)的團(tuán)結(jié)維度為中介變量的模型中(如此圖2)，當(dāng)參加了中介變量后，父母的婚姻滿意度和母親協(xié)同教養(yǎng)的團(tuán)結(jié)維度對(duì)父親教養(yǎng)投入的直接途徑系數(shù)、母親的婚姻滿意度對(duì)父親協(xié)同教養(yǎng)的團(tuán)結(jié)維度的途徑系數(shù)均不顯著，其他途徑系數(shù)均顯著(ps＜0.05)。這一結(jié)果表示清楚，父親的婚姻滿意度通過父親協(xié)同教養(yǎng)的團(tuán)結(jié)維度的完全中介作用對(duì)父親教養(yǎng)投入產(chǎn)生影響，中介效應(yīng)值為ab=0.31;而母親的婚姻滿意度對(duì)父親教養(yǎng)投入既無直接預(yù)測(cè)作用也無間接預(yù)測(cè)效應(yīng)。在以協(xié)同教養(yǎng)的一致維度為中介變量的模型中(如此圖3)，當(dāng)參加了中介變量后，母親的婚姻滿意度和母親協(xié)同教養(yǎng)的一致維度對(duì)父親教養(yǎng)投入的途徑系數(shù)、母親的婚姻滿意度對(duì)父親協(xié)同教養(yǎng)的一致維度的途徑系數(shù)均不顯著，其他途徑系數(shù)均顯著(ps＜0.05)。這一結(jié)果表示清楚，父親婚姻滿意度能夠直接負(fù)向預(yù)測(cè)父親教養(yǎng)投入，直接效應(yīng)值為c=－0.16，亦可通過父親協(xié)同教養(yǎng)的一致維度的部分中介作用對(duì)父親教養(yǎng)投入產(chǎn)生正向的影響，中介效應(yīng)值為ab=0.38，總預(yù)測(cè)效應(yīng)值為0.22;而母親的婚姻滿意度對(duì)父親教養(yǎng)投入既無直接預(yù)測(cè)作用也無間接預(yù)測(cè)效應(yīng)。在以協(xié)同教養(yǎng)的沖突或貶低維度為中介變量的模型中，父親和母親的婚姻滿意度正向預(yù)測(cè)父親教養(yǎng)投入，以沖突為中介的模型中途徑系數(shù)分別為=0.23(p＜0.05)和=0.20(p＜0.05)，以貶低為中介的模型中途徑系數(shù)分別為=0.24(p＜0.05)和=0.13(p＜0.05);除了母親婚姻滿意度對(duì)父親協(xié)同教養(yǎng)的貶低維度無預(yù)測(cè)作用外，父母的婚姻滿意度均可負(fù)向預(yù)測(cè)父母協(xié)同教養(yǎng)的沖突或貶低維度，途徑系數(shù)達(dá)顯著水平(ps＜0.05)。但父母協(xié)同教養(yǎng)的沖突或貶低維度對(duì)父親教養(yǎng)投入的途徑系數(shù)均不顯著。這一結(jié)果表示清楚，當(dāng)以協(xié)同教養(yǎng)的沖突或貶低維度為中介變量時(shí)，父母的婚姻滿意度能夠直接預(yù)測(cè)父親教養(yǎng)投入，但不通過父母協(xié)同教養(yǎng)的沖突或貶低維度對(duì)父親教養(yǎng)投入發(fā)生作用，即協(xié)同教養(yǎng)的沖突和貶低維度均沒有起到中介作用。4、討論4.1父母婚姻滿意度與協(xié)同教養(yǎng)、父親教養(yǎng)投入關(guān)系中的溢出、補(bǔ)償和穿插效應(yīng)與以往的大多數(shù)研究結(jié)果相一致(Pedroetal．，2020)，本研究驗(yàn)證了婚姻關(guān)系與父親教養(yǎng)投入、婚姻關(guān)系與協(xié)同教養(yǎng)之間存在溢出效應(yīng)和穿插效應(yīng);除此之外，本研究還驗(yàn)證了以往研究中較少發(fā)現(xiàn)的補(bǔ)償效應(yīng)(Erel＆Burman，1995;Pedroetal．，2020)。首先，婚姻滿意度與父親教養(yǎng)投入間的溢出假講得到驗(yàn)證，表現(xiàn)為父親的婚姻滿意度能夠正向預(yù)測(cè)父親教養(yǎng)投入。也就是講，當(dāng)父親在夫妻子系統(tǒng)中的體驗(yàn)良好，其積極的情緒體驗(yàn)就會(huì)遷移到父子子系統(tǒng)中，促進(jìn)父親的教養(yǎng)投入;反之，父親在夫妻子系統(tǒng)中感到不滿的負(fù)性情緒或行為會(huì)遷移到父子子系統(tǒng)中，使父親與兒童的互動(dòng)水平下降(Erel＆Burman，1995)。其次，父母在婚姻關(guān)系中的體驗(yàn)與協(xié)同教養(yǎng)之間也存在溢出效應(yīng)。在本研究的四個(gè)中介模型中，父親的婚姻滿意度穩(wěn)定地預(yù)測(cè)了父親的協(xié)同教養(yǎng)行為、母親的婚姻滿意度也同樣對(duì)母親的協(xié)同教養(yǎng)行為具有穩(wěn)定的預(yù)測(cè)效應(yīng)。也就是講，對(duì)于撫養(yǎng)幼兒的雙親家庭來講，父母的婚姻滿意度越高，就越能夠與配偶團(tuán)結(jié)一心促進(jìn)家庭內(nèi)部的凝聚力、在教養(yǎng)兒童時(shí)與配偶的立場(chǎng)保持一致，并且更少地在孩子面前與配偶發(fā)生沖突或背著配偶在孩子面前貶損其形象。盡管有些研究者以為，即便父母的婚姻關(guān)系不良，他們?nèi)匀豢赡転楸Ｐl(wèi)兒童而暫時(shí)放下對(duì)配偶的不滿，在兒童教養(yǎng)問題上與配偶互相合作(Margolinetal．，2001)，然而本研究與很多實(shí)證研究的結(jié)果都證實(shí)了在絕大多數(shù)已婚家庭中，婚姻滿意度與協(xié)同教養(yǎng)之間是互相促進(jìn)的關(guān)系(Katz＆Gottman，1996;Kan，F(xiàn)einberg，＆Solmeyer，2020)。當(dāng)然，這一結(jié)果并不能完全否認(rèn)在某些家庭中確實(shí)存在婚姻關(guān)系與協(xié)同教養(yǎng)之間界線清楚明晰的父母，他們會(huì)從兒童的福祉出發(fā)，盡可能地減少婚姻關(guān)系中不良情緒或行為的溢出效應(yīng)，保持積極健康的協(xié)同教養(yǎng)關(guān)系。然而在現(xiàn)實(shí)生活中，這類家庭所占比例有限，但若能通過個(gè)案研究等方式深切進(jìn)入了解其婚姻關(guān)系與協(xié)同教養(yǎng)的特點(diǎn)與關(guān)聯(lián)，則能夠協(xié)助理清婚姻關(guān)系與協(xié)同教養(yǎng)間的界線及溢出效應(yīng)發(fā)生的影響因素，進(jìn)而減少消極溢出效應(yīng)的發(fā)生。第三，母親的婚姻滿意度能夠正向預(yù)測(cè)父親教養(yǎng)投入及父親的婚姻滿意度能夠正向預(yù)測(cè)母親的協(xié)同教養(yǎng)行為驗(yàn)證了穿插假講的存在，即父母中的一方在夫妻子系統(tǒng)中的感受或行為會(huì)影響另一方在家庭中其他子系統(tǒng)中的感受與行為(White，1999)。但有趣的是，穿插效應(yīng)并未出如今母親的婚姻滿意度與父親的協(xié)同教養(yǎng)行為之間。也就是講，母親能夠敏感地以其本身的協(xié)同教養(yǎng)行為回應(yīng)父親在婚姻關(guān)系中的體驗(yàn)，而相比于父親的協(xié)同教養(yǎng)行為，父親的教養(yǎng)投入是對(duì)母親婚姻滿意度最直接的反映。最后，與以往實(shí)證研究結(jié)果不同(Erel＆Burman，1995;Pedroetal．，2020)，本研究不僅驗(yàn)證了溢出假講和穿插假講，也同時(shí)證實(shí)了補(bǔ)償假講的存在，即溢出、補(bǔ)償和穿插效應(yīng)可同時(shí)發(fā)生在同一個(gè)家庭之中(Blogeretal．，1989)。當(dāng)以父親協(xié)同教養(yǎng)的一致維度為中介變量時(shí)，父親的婚姻滿意度對(duì)其教養(yǎng)投入的影響被分解為負(fù)向的直接效應(yīng)和正向的間接效應(yīng)，但總效應(yīng)為正。也就是講，父親的婚姻滿意度與其教養(yǎng)投入間存在直接的補(bǔ)償效應(yīng)，而同時(shí)發(fā)生的還有父親婚姻滿意度、父親的協(xié)同教養(yǎng)一致和父親教養(yǎng)投入間的多重溢出效應(yīng)。當(dāng)父親對(duì)其婚姻不滿意時(shí)，他可能會(huì)通過增加與幼兒的親密來補(bǔ)償其在婚姻關(guān)系中未知足的需要;但與此同時(shí)，父親對(duì)婚姻的不滿也會(huì)溢出到他與母親的協(xié)同教養(yǎng)關(guān)系中，導(dǎo)致他采取與母親不一致的教養(yǎng)行為，而這又會(huì)對(duì)父親教養(yǎng)投入產(chǎn)生消極的影響。不過，綜合補(bǔ)償效應(yīng)與多重溢出效應(yīng)，父親的婚姻滿意度從整體上仍可正向預(yù)測(cè)父親的教養(yǎng)投入。能夠講，以協(xié)同教養(yǎng)子系統(tǒng)為中介，為我們拆解了父親婚姻滿意度對(duì)其教養(yǎng)投入狀似溢出效應(yīng)的表象，幫助我們看到了家庭中各個(gè)子系統(tǒng)間復(fù)雜多變的互相作用。但需要注意的是，本研究的結(jié)果來自于婚姻適應(yīng)狀況良好的雙親家庭，在結(jié)論推廣時(shí)髦需慎重。今后的研究能夠在取樣上豐富多元的家庭類型，討論不同類型的家庭系統(tǒng)中溢出、補(bǔ)償和穿插假講發(fā)生的可能性差異。另外，有關(guān)補(bǔ)償效應(yīng)發(fā)生的機(jī)制有多種解釋，一種解釋以為父母試圖通過建立積極的親子關(guān)系來補(bǔ)償他們?cè)诨橐鲫P(guān)系中未知足的情感需要，其本質(zhì)可能與婚姻子系統(tǒng)獨(dú)特的動(dòng)力有關(guān)，類似于家庭理論學(xué)家長期討論的親子結(jié)盟(Minuchin，1974;Pedroetal．，2020);另一種解釋以為不良婚姻關(guān)系中的一方出于保衛(wèi)兒童的目的，為彌補(bǔ)配偶對(duì)兒童的消極教養(yǎng)行為進(jìn)行補(bǔ)償(Katz＆Gottman，1996)。對(duì)于補(bǔ)償效應(yīng)發(fā)生機(jī)制的揭示，后續(xù)研究還需進(jìn)一步了解父母在家庭各子系統(tǒng)中的行為動(dòng)機(jī)及其背后的心理需要對(duì)家庭互動(dòng)經(jīng)過的影響。4.2父母協(xié)同教養(yǎng)的中介作用基于Feinberg(2003)的以協(xié)同教養(yǎng)為中心的生態(tài)模型，本研究在一個(gè)中介模型中同時(shí)考察了父親的主體效應(yīng)和母親的客體效應(yīng)。然而，本研究發(fā)現(xiàn)協(xié)同教養(yǎng)的中介作用只在父親作為行為主體的途徑中得以驗(yàn)證父親的婚姻滿意度可通過父親協(xié)同教養(yǎng)行為的完全或部分中介作用間接地影響父親的教養(yǎng)投入。詳細(xì)表現(xiàn)為:父親的婚姻滿意度越高，他越可能通過團(tuán)結(jié)或一致的協(xié)同教養(yǎng)行為支持母親的教養(yǎng)，而父親對(duì)母親的積極協(xié)同教養(yǎng)行為又會(huì)促進(jìn)父親身身的教養(yǎng)投入，這在家庭系統(tǒng)中反映的是夫妻子系統(tǒng)、協(xié)同教養(yǎng)子系統(tǒng)與父子子系統(tǒng)之間的一連串溢出效應(yīng)。然而，這一多重溢出效應(yīng)卻不能通過協(xié)同教養(yǎng)的沖突或貶低維度發(fā)生作用。在構(gòu)造方程模型中，盡管父母的婚姻滿意度負(fù)向預(yù)測(cè)父親在協(xié)同教養(yǎng)中與母親的沖突或?qū)δ赣H的貶低，但父親在協(xié)同教養(yǎng)關(guān)系中的沖突或貶低行為對(duì)父親教養(yǎng)投入的預(yù)測(cè)作用不顯著。換言之，固然父親的婚姻滿意度越高，其協(xié)同教養(yǎng)中的沖突或貶低行為越少，然而其沖突或貶低行為的增減并不會(huì)影響父親的教養(yǎng)投入。當(dāng)前學(xué)界對(duì)貶低維度的研究寥寥無幾，探尋求索貶低維度對(duì)父親教養(yǎng)投入的影響更為稀少。對(duì)于本研究中貶低對(duì)父親教養(yǎng)投入的影響，我們能夠借由家庭系統(tǒng)理論來進(jìn)行解釋。貶低是指父母中的一方與兒童單獨(dú)相處時(shí)，在孩子面前貶損不在場(chǎng)的配偶。盡管它指的是父母之間作為協(xié)同教養(yǎng)者的關(guān)系，但它所發(fā)生的情境是在親子互動(dòng)經(jīng)過中。一方面，貶低行為的發(fā)生在某種程度上意味著父子單獨(dú)相處的時(shí)機(jī)較多，父親教養(yǎng)投入的可能性增加;另一方面，貶低行為越多也意味著婚姻關(guān)系越不和諧，而這會(huì)阻礙父親的教養(yǎng)投入。也許正是由于貶低維度這一復(fù)雜的屬性，使得其對(duì)父親教養(yǎng)投入的影響效果不明確。與貶低維度不同，沖突維度一直是協(xié)同教養(yǎng)研究的關(guān)注焦點(diǎn)，但以往有關(guān)協(xié)同教養(yǎng)沖突對(duì)父親教養(yǎng)投入的研究結(jié)果并不一致(Sobolewski＆King，2005)，有些研究發(fā)現(xiàn)二者間的負(fù)向關(guān)聯(lián)，而有些研究卻并未發(fā)現(xiàn)二者間存在關(guān)聯(lián)。這可能是由于協(xié)同教養(yǎng)沖突發(fā)生的情境不同，有些沖突發(fā)生在父親試圖主動(dòng)地投入到兒童教養(yǎng)的經(jīng)過中，而有些沖突發(fā)生在父親不積極投入教養(yǎng)的經(jīng)過中(King＆Heard，1999)。因而后續(xù)研究可對(duì)沖突發(fā)生的情境進(jìn)行區(qū)分，進(jìn)而更進(jìn)一步揭示協(xié)同教養(yǎng)沖突在