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(北京師范大學(xué) 心理學(xué)院，北京 100875)

一、問(wèn)題提出

伴隨著父親教養(yǎng)角色的重視和家庭系統(tǒng)理論的影響，親職教育的研究逐漸發(fā)展為重視父母在教養(yǎng)子女時(shí)的聯(lián)盟關(guān)系。協(xié)同教養(yǎng)(coparenting)概念的提出，體現(xiàn)了父母組成的親職子系統(tǒng)在教養(yǎng)子女過(guò)程中的結(jié)盟與互動(dòng)。廣義上說(shuō)，協(xié)同教養(yǎng)指家庭中兩個(gè)以上的成人對(duì)一個(gè)兒童的成長(zhǎng)所共同承擔(dān)的責(zé)任[1]。聚焦在父母的教養(yǎng)行為時(shí)，協(xié)同教養(yǎng)可界定為父母支持或不支持另一方的教養(yǎng)行為。支持的行為指合作、重復(fù)、補(bǔ)充、同意幫助；不支持的行為指拒絕幫助、情緒性反對(duì)、事件性反對(duì)等[2]。

父母的協(xié)同教養(yǎng)不僅影響兒童的人格及社會(huì)能力的發(fā)展，而且影響兒童日后如何為人父母。根據(jù)社會(huì)學(xué)習(xí)理論，在兒童早期階段，父母教養(yǎng)的態(tài)度以及行為是兒童觀察和模仿學(xué)習(xí)的對(duì)象，父母為兒童提供了榜樣。兒童在成年之后，會(huì)模仿學(xué)習(xí)兒童期父母的“榜樣”，教養(yǎng)自己的孩子。研究發(fā)現(xiàn)，無(wú)論是父母對(duì)子女的虐待、暴力的消極教養(yǎng)行為，還是支持、敏感性的積極教養(yǎng)行為，都存在代際傳遞[3-6]。原生家庭作為個(gè)體成長(zhǎng)的重要場(chǎng)所，其教養(yǎng)方式會(huì)塑造個(gè)體日后為人父母的教養(yǎng)參考架構(gòu)[7]，但已有研究只發(fā)現(xiàn)了原生家庭協(xié)同教養(yǎng)會(huì)影響母親的協(xié)同教養(yǎng)行為[8-9]，而父親教養(yǎng)投入領(lǐng)域的研究卻發(fā)現(xiàn)了原生家庭的父親教養(yǎng)投入會(huì)影響新生家庭的父親教養(yǎng)投入的程度[7]。既然父親沿襲了原生家庭的教養(yǎng)行為，那么在新生家庭中，父親與母親的協(xié)同教養(yǎng)是否也會(huì)受到原生家庭的影響,還有待進(jìn)一步研究。

如果無(wú)論父親還是母親，其原生家庭協(xié)同教養(yǎng)都能夠預(yù)測(cè)新生家庭的協(xié)同教養(yǎng)，那么在這兩者的關(guān)系中，是否存在中間變量的影響？根據(jù)生命進(jìn)程理論，人的發(fā)展動(dòng)態(tài)性決定了個(gè)體在與原生家庭、親屬、朋友等社會(huì)網(wǎng)絡(luò)的不斷互動(dòng)中發(fā)展變化，個(gè)體在早期親子互動(dòng)的背景下發(fā)展出來(lái)的有關(guān)自我和他人內(nèi)在表征的內(nèi)部工作模型可能會(huì)被修正，這種修正會(huì)促進(jìn)或阻礙個(gè)體沿襲原生家庭的協(xié)同教養(yǎng)模式。因此，親友關(guān)系尤其是和原生家庭的關(guān)系可能會(huì)影響協(xié)同教養(yǎng)的代際傳遞。另一方面，家庭系統(tǒng)理論應(yīng)用于家庭研究的一個(gè)基本指導(dǎo)原則就是家庭成員之間的相互影響。父母協(xié)同教養(yǎng)是個(gè)體與夫妻子系統(tǒng)中另一方的互動(dòng)行為，因此婚姻關(guān)系是影響協(xié)同教養(yǎng)的重要中間變量。即使個(gè)體的原生家庭具有較高的支持性協(xié)同教養(yǎng)行為，而個(gè)體又模仿學(xué)習(xí)了這種高支持性的協(xié)同教養(yǎng)，但如果其與配偶的婚姻不和諧，則極有可能阻礙個(gè)體在新生家庭中的支持性協(xié)同教養(yǎng)行為。已有研究發(fā)現(xiàn)，婚姻關(guān)系在原生家庭的教養(yǎng)行為與新生家庭的教養(yǎng)行為的關(guān)系中不存在調(diào)節(jié)作用[10]。教養(yǎng)行為是父親或母親單方的親子互動(dòng)，對(duì)于需要父母協(xié)作的協(xié)同教養(yǎng)而言，婚姻滿意度是否能夠調(diào)節(jié)原生家庭對(duì)新生家庭的協(xié)同教養(yǎng)的影響，有待進(jìn)一步驗(yàn)證。此外，協(xié)同教養(yǎng)不僅融入了夫妻關(guān)系，也包含了父母與兒童的互動(dòng)，因此父母的協(xié)同教養(yǎng)也會(huì)受到兒童因素的反作用。以往研究發(fā)現(xiàn)，父母的協(xié)同教養(yǎng)行為會(huì)受到兒童性別的影響[8,11]。那么，父母在教養(yǎng)與自己同性別的孩子時(shí),是否會(huì)更多地模仿原生家庭的協(xié)同教養(yǎng)模式，而在教養(yǎng)與自己不同性別的孩子時(shí)，較少地沿襲或模仿原生家庭的模式呢？最后，以往研究表明父母的社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位與協(xié)同教養(yǎng)存在顯著正相關(guān)[11-12]，因此在探討父母原生家庭對(duì)新生家庭協(xié)同教養(yǎng)的影響時(shí)，首先要考慮父母的社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位的作用，控制其影響。

為此，本研究擬以3-6歲兒童的父母為研究對(duì)象，在控制父母的社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位的基礎(chǔ)上，探討原生家庭的協(xié)同教養(yǎng)對(duì)新生家庭協(xié)同教養(yǎng)的影響，以及親友關(guān)系、婚姻滿意度等人際間變量和新生家庭兒童與父母性別一致性的調(diào)節(jié)作用。

二、研究方法

(一)研究對(duì)象

在河南、遼寧的4所幼兒園發(fā)放父親和母親問(wèn)卷各450份，刪除無(wú)原生家庭數(shù)據(jù)及問(wèn)題樣本，父親和母親的有效問(wèn)卷為210份和203份。其中,父親的平均年齡為34.33±4.12歲；母親的平均年齡為32.17±3.54歲。父親樣本中，有男孩的父親106人，占50.5%;有女孩的父親104人，占49.5%。母親樣本中，有男孩的母親103人，占50.7%；有女孩的母親100人，占49.3%。

(二)研究工具

1.人口統(tǒng)計(jì)學(xué)變量調(diào)查表。對(duì)父親和母親的人口統(tǒng)計(jì)學(xué)信息進(jìn)行測(cè)查，包括父母的年齡、職業(yè)、受教育水平、主觀收入水平以及兒童的性別等。

2.父母協(xié)同教養(yǎng)及原生家庭協(xié)同教養(yǎng)問(wèn)卷。該問(wèn)卷是在Stright和 Bales[9]編制的原生家庭父母協(xié)同教養(yǎng)問(wèn)卷和父母協(xié)同教養(yǎng)的關(guān)系感知問(wèn)卷基礎(chǔ)上，根據(jù)中國(guó)父母的情況修訂而成的。修訂后，父母協(xié)同教養(yǎng)問(wèn)卷包括7個(gè)支持性題目和7個(gè)不支持性題目；原生家庭協(xié)同教養(yǎng)問(wèn)卷包括6個(gè)支持性題目和6個(gè)不支持性題目。問(wèn)卷采用5點(diǎn)計(jì)分，其中1代表“從不”，5代表“總是”。通過(guò)對(duì)不支持性題目的反向計(jì)分和計(jì)算平均分，得出父母協(xié)同教養(yǎng)及原生家庭協(xié)同教養(yǎng)得分，得分越高說(shuō)明支持性協(xié)同教養(yǎng)水平越高。父親和母親協(xié)同教養(yǎng)問(wèn)卷的內(nèi)部一致性系數(shù)均為0.78；父親和母親原生家庭協(xié)同教養(yǎng)問(wèn)卷的內(nèi)部一致性系數(shù)均為0.85。問(wèn)卷修訂后結(jié)構(gòu)效度良好，驗(yàn)證性因素分析的擬合指數(shù)見(jiàn)表1。

表1 協(xié)同教養(yǎng)問(wèn)卷驗(yàn)證性因素分析擬合指標(biāo)

3. 親友關(guān)系及婚姻滿意度問(wèn)卷

親友關(guān)系及婚姻滿意度問(wèn)卷[13]是Olson婚姻質(zhì)量問(wèn)卷的子問(wèn)卷。親友關(guān)系及婚姻滿意度問(wèn)卷各包括10個(gè)條目，采用5點(diǎn)計(jì)分，1為“確實(shí)是這樣”，5為“確實(shí)不是這樣”，通過(guò)對(duì)負(fù)性條目反向計(jì)分來(lái)加和總分。親友關(guān)系問(wèn)卷評(píng)分高表示夫妻雙方與親友關(guān)系和諧；評(píng)分低表示與親友間存在潛在的沖突?；橐鰸M意度問(wèn)卷得分高表明婚姻關(guān)系大多數(shù)方面是和諧與滿意的；評(píng)分低表示對(duì)婚姻不滿意。父親和母親的親友關(guān)系問(wèn)卷的內(nèi)部一致性系數(shù)分別為0.54和0.57；婚姻滿意度問(wèn)卷的內(nèi)部一致性系數(shù)分別為0.81和0.86。

(三)研究程序與數(shù)據(jù)處理

問(wèn)卷由幼兒園集體發(fā)放，兒童帶回家請(qǐng)父親或母親填答完畢后交回。為防止父親和母親同時(shí)作答造成無(wú)關(guān)變量的干擾，每個(gè)家庭只填寫一份父親或母親的調(diào)查問(wèn)卷。數(shù)據(jù)采用SPSS16.0、Lisrel8.7進(jìn)行處理和分析。

三、研究結(jié)果

(一)父母協(xié)同教養(yǎng)及原生家庭協(xié)同教養(yǎng)的特點(diǎn)

1.父母協(xié)同教養(yǎng)及原生家庭協(xié)同教養(yǎng)的一般特點(diǎn)。父母協(xié)同教養(yǎng)及原生家庭協(xié)同教養(yǎng)的問(wèn)卷題項(xiàng)得分的全距為1-5，中數(shù)為3，得分越高說(shuō)明支持性協(xié)同教養(yǎng)行為越多,具體結(jié)果見(jiàn)表2。

表2 父母協(xié)同教養(yǎng)及原生家庭協(xié)同教養(yǎng)得分

結(jié)果表明，父親和母親的協(xié)同教養(yǎng)得分均顯著高于中值(T父親=23.30,T母親=20.27,p<0.001)，說(shuō)明父親和母親的協(xié)同教養(yǎng)狀況較好；原生家庭協(xié)同教養(yǎng)得分也都顯著高于中值(T父親原生=20.04,T母親原生=19.56,p<0.001)，說(shuō)明被試樣本的父親和母親的原生家庭也擁有良好的協(xié)同教養(yǎng)品質(zhì)。

2.社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位與父母協(xié)同教養(yǎng)的關(guān)系。分別以父親和母親的受教育水平、職業(yè)、收入情況為自變量，父母協(xié)同教養(yǎng)為因變量，進(jìn)行單因素方差分析，結(jié)果見(jiàn)表3。

結(jié)果表明，父親和母親的受教育水平與職業(yè)、母親的收入情況在協(xié)同教養(yǎng)行為上，不存在顯著差異(p>0.05)；父親的收入情況在協(xié)同教養(yǎng)行為上主效應(yīng)顯著(F(2,207)=3.95,p<0.05)。事后多重比較(LSD)發(fā)現(xiàn)，收入充裕的父親的協(xié)同教養(yǎng)行為顯著高于收入剛好夠用及收入低的父親協(xié)同教養(yǎng)行為(p<0.05)。這說(shuō)明與收入剛好夠用及收入低的父親相比，收入充裕的父親具有更多的支持性協(xié)同教養(yǎng)行為。

表3 社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位與父母協(xié)同教養(yǎng)的單因素方差分析

注：*p<0.05,**p<0.01,***p<0.001，下同。

(二)父母原生家庭的協(xié)同教養(yǎng)對(duì)其協(xié)同教養(yǎng)行為的影響

父親和母親原生家庭協(xié)同教養(yǎng)與其新生家庭的協(xié)同教養(yǎng)都呈現(xiàn)中等強(qiáng)度的顯著正相關(guān)(r父親=0.46,p<0.001;r母親=0.44,p<0.001)。為進(jìn)一步檢驗(yàn)原生家庭對(duì)新生家庭協(xié)同教養(yǎng)的預(yù)測(cè)作用，分別對(duì)父親和母親協(xié)同教養(yǎng)進(jìn)行回歸分析。由于收入情況對(duì)父親協(xié)同教養(yǎng)有顯著影響，所以將收入情況作為父親回歸分析的協(xié)變量，虛擬編碼后在第一層納入回歸方程。經(jīng)統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn)，將具有顯著影響的回歸分析結(jié)果進(jìn)行整理，見(jiàn)表4(上半部分)。

結(jié)果表明，原生家庭協(xié)同教養(yǎng)分別正向預(yù)測(cè)父親和母親的協(xié)同教養(yǎng)(β父親=0.45,p<0.001;β母親=0.44,p<0.001)，說(shuō)明父親和母親的協(xié)同教養(yǎng)行為均受到其原生家庭的影響，父母的協(xié)同教養(yǎng)行為存在明顯的代際傳遞現(xiàn)象。

表4 原生家庭對(duì)協(xié)同教養(yǎng)的影響及其調(diào)節(jié)作用的回歸分析

(三)親友關(guān)系、婚姻滿意度、性別一致性的調(diào)節(jié)作用

1.親友關(guān)系、婚姻滿意度的調(diào)節(jié)作用。親友關(guān)系、婚姻滿意度為人際間的連續(xù)變量，因此采用相同的方法進(jìn)行檢驗(yàn)。首先對(duì)自變量原生家庭協(xié)同教養(yǎng)和調(diào)節(jié)變量親友關(guān)系、婚姻滿意度進(jìn)行中心化處理，以降低回歸模型中的共線性問(wèn)題。然后，將自變量與調(diào)節(jié)變量相乘得到乘積項(xiàng)。使用分層回歸分析，采用逐步回歸法進(jìn)行檢驗(yàn)。父親回歸方程第一層納入?yún)f(xié)變量收入情況;第二層納入自變量和調(diào)節(jié)變量；第三層納入自變量與調(diào)節(jié)變量的乘積項(xiàng)。母親回歸方程第一層直接納入自變量和調(diào)節(jié)變量；第二層納入自變量與調(diào)節(jié)變量的乘積項(xiàng)。經(jīng)統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn)，將具有顯著影響的回歸分析結(jié)果進(jìn)行整理，見(jiàn)表4(中間部分)。結(jié)果表明，父親的原生家庭協(xié)同教養(yǎng)與親友關(guān)系的乘積項(xiàng)、原生家庭協(xié)同教養(yǎng)與婚姻滿意度的乘積項(xiàng)均未進(jìn)入回歸方程，不存在線性調(diào)節(jié)作用；親友關(guān)系、婚姻滿意度可以調(diào)節(jié)母親原生家庭協(xié)同教養(yǎng)與新生家庭協(xié)同教養(yǎng)的關(guān)系(β母親婚姻=0.15,p<0.01;β母親親友=0.14,p<0.05)。

為了說(shuō)明母親親友關(guān)系、婚姻滿意度的影響方向，分別取親友關(guān)系、婚姻滿意度的正負(fù)1個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差作為高低分組，x軸為原生家庭協(xié)同教養(yǎng)的正負(fù)1個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差，y軸反映協(xié)同教養(yǎng)的估計(jì)標(biāo)準(zhǔn)分?jǐn)?shù)，作親友關(guān)系、婚姻滿意度的調(diào)節(jié)作用圖，見(jiàn)圖1和圖2。圖1的結(jié)果表明，無(wú)論是親友關(guān)系和諧的母親還是親友關(guān)系沖突的母親，隨著原生家庭支持性協(xié)同教養(yǎng)的增加，其支持性協(xié)同教養(yǎng)都會(huì)增加；但在親友關(guān)系和諧的母親群體中，原生家庭協(xié)同教養(yǎng)與其協(xié)同教養(yǎng)間存在著更強(qiáng)的正向關(guān)系，即與親友關(guān)系沖突的母親相比，親友關(guān)系和諧的母親受原生家庭支持性協(xié)同教養(yǎng)的影響更大。圖2的結(jié)果說(shuō)明，無(wú)論是婚姻滿意度高的母親還是婚姻滿意度低的母親，隨著原生家庭支持性協(xié)同教養(yǎng)的增加，其支持性協(xié)同教養(yǎng)都會(huì)增加；但在婚姻滿意度高的母親群體中，原生家庭協(xié)同教養(yǎng)與其協(xié)同教養(yǎng)間存在著更強(qiáng)的正向關(guān)系，即與婚姻滿意度低的母親相比，婚姻滿意度高的母親受原生家庭支持性協(xié)同教養(yǎng)的影響更大。

圖1 母親親友關(guān)系調(diào)節(jié)作用

圖2 母親婚姻滿意度調(diào)節(jié)作用

為進(jìn)一步檢驗(yàn)父親親友關(guān)系、婚姻滿意度在原生家庭協(xié)同教養(yǎng)對(duì)父親協(xié)同教養(yǎng)的預(yù)測(cè)作用中是否存在非線性調(diào)節(jié)，分別對(duì)親友關(guān)系、婚姻滿意度去中心化后的數(shù)據(jù)進(jìn)行平方，得到親友關(guān)系、婚姻滿意度的二次項(xiàng)。再分別計(jì)算中心化后的自變量原生家庭協(xié)同教養(yǎng)與親友關(guān)系、婚姻滿意度二次項(xiàng)的乘積，得到二次乘積項(xiàng)。使用分層回歸分析，采用逐步回歸法進(jìn)行檢驗(yàn)。第一層納入?yún)f(xié)變量收入情況；第二層納入自變量和調(diào)節(jié)變量；第三層納入自變量與調(diào)節(jié)變量的乘積項(xiàng)；第四層納入二次項(xiàng)和二次乘積項(xiàng)。結(jié)果發(fā)現(xiàn)，親友關(guān)系、婚姻滿意度的二次乘積項(xiàng)均未能進(jìn)入回歸方程，說(shuō)明父親親友關(guān)系、婚姻滿意度在原生家庭協(xié)同教養(yǎng)對(duì)父親協(xié)同教養(yǎng)的預(yù)測(cè)作用中也不存在非線性調(diào)節(jié)。

2.性別一致性的調(diào)節(jié)作用。為探討父親和母親在教養(yǎng)與自己性別相同或不同的孩子時(shí)，原生家庭協(xié)同教養(yǎng)對(duì)新生家庭協(xié)同教養(yǎng)的影響是否有所不同，首先對(duì)性別一致性進(jìn)行虛擬編碼。父母與兒童性別一致編碼為0，即有男孩的父親、有女孩的母親編碼為0；性別不一致編碼為1，即有女孩的父親、有男孩的母親編碼為1。以性別一致作為基準(zhǔn)組，探討性別一致性的調(diào)節(jié)作用。對(duì)自變量原生家庭協(xié)同教養(yǎng)進(jìn)行中心化處理后，計(jì)算自變量原生家庭協(xié)同教養(yǎng)與調(diào)節(jié)變量性別一致性的乘積項(xiàng)。使用分層回歸分析，采用逐步回歸法進(jìn)行檢驗(yàn)。父親回歸方程第一層納入?yún)f(xié)變量收入情況；第二層納入自變量和調(diào)節(jié)變量；第三層納入自變量與調(diào)節(jié)變量的乘積項(xiàng)。母親回歸方程第一層直接納入自變量和調(diào)節(jié)變量；第二層納入自變量與調(diào)節(jié)變量的乘積項(xiàng)。經(jīng)統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn)，將具有顯著影響的回歸分析結(jié)果進(jìn)行整理，見(jiàn)表4(最后部分)。結(jié)果表明，父親的原生家庭協(xié)同教養(yǎng)與性別一致性的乘積項(xiàng)未進(jìn)入回歸方程，不存在調(diào)節(jié)作用；性別一致性可以調(diào)節(jié)母親原生家庭協(xié)同教養(yǎng)與新生家庭協(xié)同教養(yǎng)的關(guān)系(β母親性別一致性=0.20,p<0.05)。與有女孩的母親相比，有男孩的母親在原生家庭協(xié)同教養(yǎng)與新生家庭協(xié)同教養(yǎng)間存在更強(qiáng)的正向關(guān)系，即相對(duì)于有女孩的母親，有男孩的母親受原生家庭支持性協(xié)同教養(yǎng)的影響更大。

四、結(jié)果討論

(一)原生家庭和新生家庭的協(xié)同教養(yǎng)

本研究發(fā)現(xiàn)幼兒父母及其原生家庭都有較高的支持性協(xié)同教養(yǎng)，與已有研究結(jié)果[14-15]相一致。研究發(fā)現(xiàn)從兒童15個(gè)月大到21個(gè)月大，父母之間的不支持性協(xié)同教養(yǎng)明顯降低[16]。本研究的兒童在3-6歲之間，他們的父親和母親通過(guò)孕期的準(zhǔn)備過(guò)程和嬰兒期的相互磨合，已經(jīng)在教養(yǎng)方面達(dá)成了較為一致的觀點(diǎn)。另一方面，我國(guó)具有良好的協(xié)同教養(yǎng)傳統(tǒng)和文化氛圍。“父嚴(yán)母慈”就是一種父母間的互補(bǔ)性合作，父親和母親在教育子女的過(guò)程中，分別扮演“白臉”和“紅臉”的角色。父親是家庭權(quán)威的代表，扮演指揮官和仲裁人；母親則采取理解或合作的方式，對(duì)子女提供照顧，幫助子女克服生活上的困難。

原生家庭協(xié)同教養(yǎng)問(wèn)卷是回溯性的主觀評(píng)定，可見(jiàn)在本研究的父母認(rèn)知中，其原生家庭擁有較多的支持性協(xié)同教養(yǎng)。本研究的被試樣本多出生于上世紀(jì)七八十年代，正是中國(guó)社會(huì)轉(zhuǎn)型的關(guān)鍵期。獨(dú)生子女政策的實(shí)施，讓人們更關(guān)注兒童的成長(zhǎng)和發(fā)展，從而在客觀上推進(jìn)了夫妻間的教養(yǎng)合作。

與以往研究中發(fā)現(xiàn)的父母的社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位會(huì)影響協(xié)同教養(yǎng)的結(jié)果[12]相一致，父親的收入水平會(huì)影響其協(xié)同教養(yǎng)。通常情況下，收入水平較高的父親具有更好的生活質(zhì)量，他們會(huì)投入更多的時(shí)間和精力在家庭生活中。這為父親和母親在教養(yǎng)兒童上的交流與合作創(chuàng)造了條件。此外，父親和母親的職業(yè)、受教育水平都不會(huì)影響協(xié)同教養(yǎng)，說(shuō)明父母的職業(yè)、受教育水平與協(xié)同教養(yǎng)無(wú)關(guān)。這可能是由于協(xié)同教養(yǎng)反映的是父母之間在教養(yǎng)方面的互動(dòng)與協(xié)作，與父母的人格、溝通方式和教養(yǎng)理念等因素相關(guān)更高，未來(lái)可進(jìn)一步研究。

(二)原生家庭協(xié)同教養(yǎng)對(duì)新生家庭協(xié)同教養(yǎng)的影響

本研究發(fā)現(xiàn)，無(wú)論是父親還是母親,其原生家庭協(xié)同教養(yǎng)都能夠正向預(yù)測(cè)新生家庭協(xié)同教養(yǎng)，說(shuō)明協(xié)同教養(yǎng)行為存在代際傳遞。以往研究只發(fā)現(xiàn)了原生家庭對(duì)母親的影響作用[8-9]，本研究不但驗(yàn)證了原生家庭對(duì)母親的影響，而且發(fā)現(xiàn)父親也會(huì)受到原生家庭的影響。這說(shuō)明無(wú)論是父親還是母親，都會(huì)模仿學(xué)習(xí)其父母的協(xié)同教養(yǎng)模式。

根據(jù)生命進(jìn)程理論，兒童期的經(jīng)歷會(huì)對(duì)個(gè)體成為父母之后的行為產(chǎn)生影響。父母在兒童面前的表現(xiàn)，是對(duì)兒童最直觀的刺激。如果一對(duì)父母經(jīng)常在兒童面前因?yàn)榻甜B(yǎng)的問(wèn)題爭(zhēng)吵，兒童則會(huì)學(xué)習(xí)父母的這種行為。兒童長(zhǎng)大之后，在與配偶教養(yǎng)孩子的過(guò)程中，就會(huì)表現(xiàn)出與其父母相似的行為。在現(xiàn)實(shí)生活中，父母通常只關(guān)注自己的教養(yǎng)行為對(duì)兒童的影響，可能從未想過(guò)這種影響會(huì)傳遞下去，進(jìn)而影響到第三代。而本研究的這一發(fā)現(xiàn)提示我們?cè)彝ビ绊懙闹匾裕改傅膮f(xié)同教養(yǎng)不僅會(huì)影響兒童的成長(zhǎng)和發(fā)展，甚至?xí)绊懙絻和诔蔀楦改钢蟮膮f(xié)同教養(yǎng)行為。父母的協(xié)同教養(yǎng)為兒童為人處世的態(tài)度或行為提供了示范，到兒童成為父母的時(shí)候，他們會(huì)模仿學(xué)習(xí)其父母的行為。

(三)親友關(guān)系、婚姻滿意度在協(xié)同教養(yǎng)代際傳遞中的調(diào)節(jié)作用

婚姻滿意度、親友關(guān)系都是人際間變量。對(duì)于父親而言，人際間變量不會(huì)調(diào)節(jié)原生家庭對(duì)其協(xié)同教養(yǎng)的影響。這可能是由于婚姻的指向?qū)ο笫桥渑?，而協(xié)同教養(yǎng)的指向?qū)ο笫莾和?，父親能夠理性地意識(shí)到這兩者的不同。在與母親的協(xié)同教養(yǎng)過(guò)程中,父親能夠進(jìn)行角色身份的轉(zhuǎn)化。與婚姻滿意度相似，在對(duì)男性的訪談中，他們表示對(duì)原生家庭協(xié)同教養(yǎng)的評(píng)估并不會(huì)受到自己與原生家庭關(guān)系的影響。他們認(rèn)為，即使自己與原生家庭或其他人的關(guān)系不好，也不會(huì)影響自己對(duì)事件的判斷。在父母教養(yǎng)行為的代際傳遞研究中，父親的不同教養(yǎng)行為的中間變量是不同的[6]。這提示我們，父親協(xié)同教養(yǎng)的代際傳遞可能受到其他非人際間變量的影響。

而母親協(xié)同教養(yǎng)的代際傳遞，因親友關(guān)系、婚姻關(guān)系等人際間變量的調(diào)節(jié)作用而有所不同。這與以往研究發(fā)現(xiàn)婚姻關(guān)系是教養(yǎng)行為的代際傳遞的中間變量的結(jié)果相一致[17]。這可能是由于母親很難區(qū)分婚姻關(guān)系與協(xié)同教養(yǎng)的指向?qū)ο蟛煌?，在兩種情境中都認(rèn)為其交流與溝通的對(duì)象是配偶。沒(méi)有良好的婚姻關(guān)系作為基礎(chǔ)，母親對(duì)于原生家庭支持性的協(xié)同教養(yǎng)的沿襲會(huì)受到阻礙。這也提示婚姻關(guān)系的重要性，婚姻滿意度高的母親會(huì)更多地表現(xiàn)出習(xí)得的原生家庭的支持性協(xié)同教養(yǎng)行為。此外，正如社會(huì)學(xué)習(xí)理論所言，在模仿學(xué)習(xí)過(guò)程中，榜樣的特點(diǎn)也會(huì)影響到學(xué)習(xí)者的學(xué)習(xí)效果。母親如果親友關(guān)系和諧，與原生家庭的關(guān)系融洽，對(duì)于原生家庭支持性的協(xié)同教養(yǎng)也會(huì)學(xué)習(xí)得更多。生命過(guò)程理論和依戀的內(nèi)部工作模型都可為親友關(guān)系和婚姻滿意度的調(diào)節(jié)作用提供解釋。母親雖然會(huì)受其原生家庭協(xié)同教養(yǎng)的影響，但在其成長(zhǎng)及與配偶、親友的互動(dòng)過(guò)程中，會(huì)不斷地修正自己的內(nèi)部工作模型。親友關(guān)系和諧、婚姻滿意度高的母親在修正內(nèi)部工作模型的過(guò)程中，獲得了更多的支持，因而受原生家庭支持性協(xié)同教養(yǎng)的影響更大。

父親在學(xué)習(xí)原生家庭協(xié)同教養(yǎng)的過(guò)程中較不易受到人際間變量的干擾；而母親在學(xué)習(xí)原生家庭協(xié)同教養(yǎng)的過(guò)程中，通過(guò)人際間變量的作用，可以增強(qiáng)或者削弱代際傳遞的作用。因此，在養(yǎng)育男孩的過(guò)程中，父母應(yīng)更加注意自己的教養(yǎng)行為，父母對(duì)男孩的影響更穩(wěn)定。

(四)性別一致性在協(xié)同教養(yǎng)代際傳遞中的調(diào)節(jié)作用

本研究以性別一致作為基準(zhǔn)組，探討父親和母親在教養(yǎng)與自己性別相同或不同的孩子時(shí)，協(xié)同教養(yǎng)代際傳遞的影響是否有所不同。父親在教養(yǎng)男孩或女孩時(shí)并不存在差別，都會(huì)學(xué)習(xí)原生家庭的協(xié)同教養(yǎng)行為。這可能是由于父親不認(rèn)為其父母的協(xié)同教養(yǎng)行為與自己的性別有關(guān)，無(wú)論對(duì)于男孩還是女孩，父親都會(huì)沿襲原生家庭的協(xié)同教養(yǎng)行為。也就是說(shuō)，在父親眼中，并不會(huì)因?yàn)榕⑴c自己的性別不同而改變其對(duì)原生家庭協(xié)同教養(yǎng)的學(xué)習(xí)。

母親在學(xué)習(xí)原生家庭協(xié)同教養(yǎng)時(shí)卻是基于性別的，這提示兒童的性別對(duì)于母親的協(xié)同教養(yǎng)具有影響，與以往的研究結(jié)果[8,11]相一致。在現(xiàn)實(shí)生活中，母親會(huì)因兒童的性別不同而有差別地反映其原生家庭的協(xié)同教養(yǎng)。但是，母親并不是由于女孩與自己性別相同，就更多地學(xué)習(xí)原生家庭的協(xié)同教養(yǎng)；而是對(duì)于與自己性別不同的男孩，更多地學(xué)習(xí)原生家庭支持性的協(xié)同教養(yǎng)行為。一方面，這可能是由于受中國(guó)傳統(tǒng)文化的影響，母親更重視男孩的教養(yǎng)；另一方面，母親可能認(rèn)為父親作為男性，對(duì)于男孩的教養(yǎng)更有發(fā)言權(quán)，因此,有男孩的母親會(huì)更注重與父親的互動(dòng)過(guò)程，更多地沿襲了原生家庭的支持性協(xié)同教養(yǎng)行為。

五、實(shí)踐啟示

本研究的結(jié)果和發(fā)現(xiàn)對(duì)于父母協(xié)同教養(yǎng)的建議與干預(yù)具有重要意義。對(duì)于父親而言，原生家庭對(duì)其協(xié)同教養(yǎng)的影響更為直接穩(wěn)定，當(dāng)?shù)谌哪泻⒊蔀楦赣H后也會(huì)更多地沿襲其父親的協(xié)同教養(yǎng)行為，說(shuō)明男性的協(xié)同教養(yǎng)具有更強(qiáng)的代際傳遞。因此,父母在養(yǎng)育男孩的過(guò)程中，要尤其注重自己的言行，注意與配偶的互補(bǔ)合作，共同協(xié)商子女的養(yǎng)育問(wèn)題，提供更多的支持性協(xié)同教養(yǎng)行為，為男孩樹立良好的榜樣。在男孩為人父之后，對(duì)原生家庭協(xié)同教養(yǎng)的沿襲，可以促進(jìn)支持性協(xié)同教養(yǎng)的積極傳遞。對(duì)于母親而言，良好的人際關(guān)系可以促進(jìn)原生家庭對(duì)母親協(xié)同教養(yǎng)的積極影響，而母親在養(yǎng)育男孩的過(guò)程中，會(huì)比養(yǎng)育女孩更多地沿襲原生家庭支持性的協(xié)同教養(yǎng)行為。因此，建議母親提高對(duì)女孩成長(zhǎng)的關(guān)注度。在女孩的成長(zhǎng)過(guò)程中，父母應(yīng)注重家庭關(guān)系和睦，避免在孩子面前發(fā)生沖突與爭(zhēng)執(zhí)；營(yíng)造樂(lè)觀向上的家庭氛圍，積極創(chuàng)造良好的人際環(huán)境，以改善女孩的內(nèi)部工作模式，促使其日后成為支持性協(xié)同教養(yǎng)更多的母親。

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