謝瑞波 王 蝶 丁 菀 李偉健 李新宇

(浙江師范大學(xué)教師教育學(xué)院，金華 321004)

1 引言

學(xué)校適應(yīng)是兒童在學(xué)校背景下愉快地參與學(xué)校活動并取得學(xué)業(yè)成功的程度（Ladd, Kochenderfer, &Coleman, 1997）。研究者通常從積極和消極兩方面來考察兒童的學(xué)校適應(yīng)，積極方面是指兒童的社會能力，包括人際技能、自我管理技能和學(xué)業(yè)技能等內(nèi)容；消極方面是指兒童的反社會行為，包括敵意、攻擊和破壞等內(nèi)容（李輝, 胡金連, 方曉義, 藺秀云, 2009）。良好的學(xué)校適應(yīng)有利于兒童學(xué)業(yè)的順利完成、同伴關(guān)系的維系和社會價(jià)值的獲得等社會性能力的培養(yǎng)（Gilliam & Zigler, 2000）。然而，目前我國小學(xué)兒童的學(xué)校適應(yīng)不良問題較為普遍（盧富榮, 劉丹丹, 李杜芳, 王耘, 2018），其中嚴(yán)重適應(yīng)不良的兒童占7%至12%，輕度適應(yīng)不良兒童的占比高達(dá)20%至42%（高麗, 于冬, 2010）。因此，深入考察小學(xué)兒童學(xué)校適應(yīng)的影響因素及其內(nèi)在機(jī)制具有重要意義。

已有研究考察了影響兒童學(xué)校適應(yīng)的個(gè)體人格特質(zhì)（陳英敏等, 2019）、學(xué)校氛圍（張光珍, 梁宗保, 鄧慧華, 陸祖宏, 2014）、師生關(guān)系（熊紅星,劉凱文, 張璟, 2020）和親子關(guān)系（凌輝, 黎任水, 張建人, 李光程, 皮丹丹, 2019）等因素的作用，尚未有研究從父親視角出發(fā)，考察父親教養(yǎng)對兒童學(xué)校適應(yīng)的影響及機(jī)制。相比于母親在兒童情緒發(fā)展中的“心靈港灣”作用（Qu et al., 2020），父親作為兒童的“安全基地”，對兒童學(xué)校適應(yīng)等社會性能力的發(fā)展可能具有更加重要的作用（Leidy,Schofield, & Parke, 2013）。以往研究發(fā)現(xiàn)，父親教養(yǎng)對于兒童完成從家庭內(nèi)部走向外部世界的轉(zhuǎn)變至關(guān)重要（B?gels & Phares, 2008）。然而，在家庭教育中，母親一直以來被認(rèn)為是教養(yǎng)孩子的主體，父親更多是通過協(xié)同配合母親的方式教養(yǎng)孩子（Carlson & Magnuson, 2011），因此，父親教養(yǎng)常常受到忽視。Maccoby，Depner和Mnookin（1990）針對離婚后父母如何繼續(xù)共同養(yǎng)育孩子的問題，首次提出了“協(xié)同教養(yǎng)”一詞（Maccoby et al., 1990），研究者開始關(guān)注離婚父親對孩子的教養(yǎng)職責(zé)。此后，McHale和Kuersten-Hogan（2004）將協(xié)同教養(yǎng)遷移到非離婚的普通雙親家庭中，由此長期被忽視的父親協(xié)同教養(yǎng)開始受到重視。父母協(xié)同教養(yǎng)屬于由父、母、子三方共同組成的協(xié)同教養(yǎng)子系統(tǒng)，具體是指在教養(yǎng)兒童的過程中，家庭中承擔(dān)教養(yǎng)責(zé)任的成人（父親和母親）相互協(xié)作所構(gòu)成的聯(lián)盟（劉暢, 伍新春, 2015; McHale, Lauretti,Talbot, & Pouquett, 2002），也是承擔(dān)父母角色的個(gè)體相互作用的方式（Feinberg, 2003）。父親協(xié)同教養(yǎng)特指父親在教養(yǎng)孩子的過程中所表現(xiàn)出來的支持或破壞母親教養(yǎng)目標(biāo)或行為的總和（劉暢, 伍新春, 2015; McHale, Kuersten-Hogan, Lauretti, &Rasmussen, 2000）。McHale（1997）提出可以從團(tuán)結(jié)、一致、沖突與貶低四個(gè)維度對其進(jìn)行考察。其中，團(tuán)結(jié)和一致行為是積極的協(xié)同教養(yǎng)行為，沖突和貶低行為則是消極的協(xié)同教養(yǎng)行為（黃彬彬, 鄒盛奇, 伍新春, 劉暢, 2019）。

父親協(xié)同教養(yǎng)對兒童學(xué)校適應(yīng)可能具有重要影響。模仿學(xué)習(xí)理論認(rèn)為，兒童通過觀察父親對母親的行為反應(yīng)而學(xué)習(xí)了某種特殊的反應(yīng)方式（Maccoby, 1992）。在父親協(xié)同教養(yǎng)過程中，如果父親支持母親的教養(yǎng)決策，則能夠?yàn)楹⒆訕淞⒘己玫陌駱?，孩子可能會將通過模仿學(xué)習(xí)到的團(tuán)結(jié)合作的應(yīng)對方式和交往模式運(yùn)用到自我管理和與他人的交往中，從而促進(jìn)兒童的學(xué)校適應(yīng)；相反，如果父親在與母親的協(xié)同教養(yǎng)中表現(xiàn)出更多的沖突或貶損，則會給孩子提供不良示范，兒童在學(xué)校中可能會出現(xiàn)更多的敵意、反社會行為和破壞行為，從而出現(xiàn)學(xué)校適應(yīng)不良（Stright &Bales, 2003; Teubert & Pinquart, 2010）。然而，我國少有實(shí)證研究檢驗(yàn)父親協(xié)同教養(yǎng)對兒童學(xué)校適應(yīng)的影響。因此，本研究將從積極和消極協(xié)同教養(yǎng)兩方面系統(tǒng)考察父親協(xié)同教養(yǎng)對兒童社會能力和反社會行為等學(xué)校適應(yīng)的影響。

父親協(xié)同教養(yǎng)除了通過模仿學(xué)習(xí)機(jī)制直接影響兒童學(xué)校適應(yīng)外，還可能通過家庭系統(tǒng)間的溢出效應(yīng)間接影響兒童學(xué)校適應(yīng)，即協(xié)同教養(yǎng)子系統(tǒng)（父親協(xié)同教養(yǎng)）通過父子子系統(tǒng)（父子依戀）間接影響兒童學(xué)校適應(yīng)。家庭系統(tǒng)理論認(rèn)為，家庭是由相互作用的多個(gè)子系統(tǒng)組成（Minuchin,1985）。溢出假說進(jìn)一步指出，一個(gè)“好的”或“差的”家庭子系統(tǒng)可能會溢出到另一個(gè)家庭子系統(tǒng)當(dāng)中（Erel & Burman, 1995; Minuchin, 1985）。因此，由父、母、子組成的三元協(xié)同教養(yǎng)子系統(tǒng)，可能會溢出影響父子二元子系統(tǒng)（父子依戀），進(jìn)而影響兒童的學(xué)校適應(yīng)。基于依戀理論，兒童在與父母的廣泛接觸和互動交流中形成了親子依戀關(guān)系（Ma & Huebner, 2008）。父子依戀關(guān)系的形成和發(fā)展會受到父親協(xié)同教養(yǎng)的影響（黃彬彬等, 2019; Zou, Wu, & Li, 2020），而這種依戀關(guān)系又會影響兒童未來的學(xué)業(yè)技能和人際關(guān)系等社會性發(fā)展（王爭艷, 劉迎澤, 楊葉, 2005; Neppl,Wedmore, Senia, Jeon, & Diggs, 2019）。研究表明，父母之間的合作與積極互動能夠促進(jìn)兒童對父親或母親的安全感的建立，從而提高親子依戀質(zhì)量；而父母的分歧和爭論會引起兒童的內(nèi)部失調(diào)及對家庭的不安全感，從而降低親子依戀程度（Caldera & Lindsey, 2006; Parry, Davies, Sturge-Apple, & Coe, 2020）。另有研究指出，父親積極協(xié)同教養(yǎng)能正向預(yù)測父子依戀（Zou et al., 2020）。此外，較好的父子依戀可以正向預(yù)測兒童的社會能力（Zhang, 2013），較差的父子依戀可負(fù)向預(yù)測學(xué)齡兒童在校的課堂參與（McHale, Fivaz-Depeursinge,Dickstein, Robertson, & Daley, 2008）。因此本研究推測，父親協(xié)同教養(yǎng)可能會通過父子依戀影響兒童的學(xué)校適應(yīng)。

綜上，本研究擬以我國小學(xué)兒童為研究對象，檢驗(yàn)父親的積極和消極協(xié)同教養(yǎng)對兒童學(xué)校適應(yīng)的預(yù)測作用，并考察父子依戀在二者之間的中介作用。考慮到兒童性別（McKinney, Milone, &Renk, 2011）和家庭經(jīng)濟(jì)狀況（Mack & Gee, 2018）可能會影響兒童學(xué)校適應(yīng)，本研究將兒童的性別和家庭社會經(jīng)濟(jì)地位變量納入模型進(jìn)行控制，并提出如下假設(shè)模型。見圖1。

圖1 研究假設(shè)模型

2 研究方法

2.1 被試

采用整群抽樣法，選取了安徽省宿州市三所小學(xué)中892名四年級學(xué)生為被試，被試年齡為9～11歲，平均年齡為9.54歲（SD=0.72歲），其中男生540名，女生342名，未報(bào)告性別的兒童10名。

2.2 研究工具

2.2.1 父親協(xié)同教養(yǎng)問卷

采用McHale（1997）編制，劉暢、伍新春和鄒盛奇（2017）修訂的父母協(xié)同教養(yǎng)問卷青少年評價(jià)版中的父親卷。問卷包括29個(gè)項(xiàng)目，分為團(tuán)結(jié)、一致、沖突與貶低四個(gè)維度，采用7點(diǎn)計(jì)分，1表示“從不”，7表示“總是”，每個(gè)維度得分越高表示該行為越多。本研究中，父親協(xié)同教養(yǎng)問卷各維度的Cronbach’s α系數(shù)在0.92和0.95之間，驗(yàn)證性因素分析表明：χ2/df=6.449，CFI=0.907，TLI=0.899，RMSEA=0.078。

2.2.2 父子依戀問卷

采用由Armsden和Greenberg（1987）編制，金燦燦、鄒泓、曾榮和竇東徽（2010）修訂的父子依戀分問卷。分問卷包括15個(gè)項(xiàng)目，分為信任、溝通和疏離三個(gè)維度，采用5點(diǎn)計(jì)分，1表示“完全不符合”，5表示“完全符合”。父子依戀總分為信任和溝通兩個(gè)維度得分之和減去疏離維度的得分。本研究中，父子依戀問卷的Cronbach’s α系數(shù)為0.81，驗(yàn)證性因素分析表明：χ2/df=4.212，CFI=0.953，TLI=0.938，RMSEA=0.060。

2.2.3 中小學(xué)生學(xué)校適應(yīng)行為量表

采用Merrel（1998）編制，藺秀云、方曉義、李輝、劉朝瑩和楊志穩(wěn)（2006）修訂的中小學(xué)生學(xué)校適應(yīng)行為量表，共65個(gè)項(xiàng)目，包括社會能力與反社會行為兩個(gè)方面。其中社會能力包括人際技能、自我管理技能和學(xué)業(yè)技能三個(gè)維度；反社會行為包括敵意（易怒）、反社會（攻擊）和破壞（苛求）三個(gè)維度。采用5點(diǎn)計(jì)分，1表示“從未發(fā)生”，5表示“經(jīng)常發(fā)生”。本研究中，該量表中各維度的Cronbach’s α系數(shù)在0.81和0.90之間，驗(yàn)證性因素分析表明：χ2/df=3.258，CFI=0.865，TLI=0.856，RMSEA=0.050。

2.3 研究過程與數(shù)據(jù)處理

在測試之前，本研究已得到校長和老師的同意，并征得兒童父母的書面同意。所有問卷均采用團(tuán)體測試，每個(gè)班級的施測均由經(jīng)過專業(yè)培訓(xùn)的心理學(xué)研究生擔(dān)任主試，并在班主任的協(xié)助下施測。數(shù)據(jù)回收后，采用SPSS25.0和Mplus8.0進(jìn)行統(tǒng)計(jì)分析。

2.4 共同方法偏差

采用Harman單因素檢驗(yàn)法對所有變量包含的項(xiàng)目進(jìn)行未旋轉(zhuǎn)的主成分因素分析（周浩, 龍立榮,2004）。結(jié)果發(fā)現(xiàn)，特征根大于1的因子有16個(gè)，第一個(gè)因子的變異解釋率為20.95%，低于40%的臨界標(biāo)準(zhǔn)，可認(rèn)為本研究不存在明顯的共同方法偏差問題。

3 結(jié)果

3.1 父親協(xié)同教養(yǎng)、父子依戀與兒童學(xué)校適應(yīng)之間的相關(guān)分析

相關(guān)分析結(jié)果表明（見表1），父親積極協(xié)同教養(yǎng)各維度與父子依戀、兒童社會能力各維度呈顯著正相關(guān)，與兒童反社會行為各維度呈顯著負(fù)相關(guān)，與父親消極協(xié)同教養(yǎng)各維度的相關(guān)不顯著；父親消極協(xié)同教養(yǎng)各維度與兒童反社會行為各維度呈顯著正相關(guān)，與父子依戀、兒童社會能力各維度呈顯著負(fù)相關(guān)；父子依戀與兒童社會能力各維度呈顯著正相關(guān)，與兒童反社會行為各維度呈顯著負(fù)相關(guān)。

表1 各變量的描述性統(tǒng)計(jì)和相關(guān)系數(shù)

3.2 父子依戀在父親協(xié)同教養(yǎng)與兒童學(xué)校適應(yīng)之間的中介作用檢驗(yàn)

在進(jìn)行中介效應(yīng)檢驗(yàn)之前，本研究控制了兒童性別和家庭社會經(jīng)濟(jì)地位，以父親協(xié)同教養(yǎng)為自變量，兒童社會能力和反社會行為為因變量，檢驗(yàn)父親協(xié)同教養(yǎng)對兒童社會能力和反社會行為的直接效應(yīng)。結(jié)果顯示，模型擬合良好（χ2/df=3.751, CFI=0.979, TLI=0.970, RMSEA=0.056）；父親積極協(xié)同教養(yǎng)正向預(yù)測兒童社會能力（β=0.49,p<0.001），負(fù)向預(yù)測兒童反社會行為（β=?0.22,p<0.001）；父親消極協(xié)同教養(yǎng)正向預(yù)測兒童反社會行為（β=0.54,p<0.001），負(fù)向預(yù)測兒童社會能力（β=?0.10,p<0.05）。

為進(jìn)一步考察父親協(xié)同教養(yǎng)對兒童學(xué)校適應(yīng)的作用機(jī)制，本研究以直接效應(yīng)模型為基礎(chǔ)，將父子依戀作為中介變量納入模型中進(jìn)行檢驗(yàn)（見圖2）。結(jié)果顯示，模型擬合良好（χ2/df=3.918, CFI=0.975, TLI=0.965, RMSEA=0.057）；父親積極協(xié)同教養(yǎng)正向預(yù)測兒童社會能力和父子依戀（β=0.41,p<0.001; β=0.55,p<0.001），對兒童反社會行為的預(yù)測作用不顯著（β=0.003,p>0.05）；父親消極協(xié)同教養(yǎng)負(fù)向預(yù)測兒童社會能力和父子依戀（β=?0.18,p<0.001; β=?0.27,p<0.001），正向預(yù)測兒童反社會行為（β=0.49,p<0.001）；父子依戀正向預(yù)測兒童社會能力（β=0.14,p<0.01），負(fù)向預(yù)測兒童反社會行為（β=?0.19,p<0.001）。此外，性別（男=0,女=1）僅對兒童社會能力具有顯著的預(yù)測作用（β=0.07,p=0.04），家庭社會經(jīng)濟(jì)地位對兒童學(xué)校適應(yīng)無預(yù)測作用（ps>0.05）。

圖2 父子依戀在父親協(xié)同教養(yǎng)與兒童學(xué)校適應(yīng)之間的中介模型

采用偏差校正百分位Bootstrap檢驗(yàn)，進(jìn)行中介效應(yīng)分析（溫忠麟, 葉寶娟, 2014）。結(jié)果顯示（見表2），父子依戀在父親積極和消極協(xié)同教養(yǎng)與兒童社會能力間的中介效應(yīng)的95%置信區(qū)間分別為[0.03, 0.12]和[?0.06, ?0.01]，均不包含0，中介效應(yīng)顯著；父子依戀在父親積極和消極協(xié)同教養(yǎng)與兒童反社會行為間的中介效應(yīng)的95%置信區(qū)間分別為[?0.16, ?0.06]和[0.03, 0.08]，均不包含0，中介效應(yīng)顯著。說明父子依戀在父親積極和消極協(xié)同教養(yǎng)與兒童學(xué)校適應(yīng)之間均起中介作用。

表2 對中介效應(yīng)的顯著性檢驗(yàn)及中介效應(yīng)值

4 討論

本研究通過構(gòu)建結(jié)構(gòu)方程模型，考察了父親協(xié)同教養(yǎng)對兒童學(xué)校適應(yīng)的影響及其機(jī)制。對直接效應(yīng)模型的檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn)：父親積極協(xié)同教養(yǎng)顯著正向預(yù)測兒童社會能力，顯著負(fù)向預(yù)測兒童反社會行為；父親消極協(xié)同教養(yǎng)顯著正向預(yù)測兒童反社會行為，顯著負(fù)向預(yù)測兒童的社會能力。在協(xié)同教養(yǎng)過程中，如果父親支持母親的教養(yǎng)決策，與母親表現(xiàn)出一致的教養(yǎng)行為，會對兒童產(chǎn)生積極的影響，兒童在學(xué)校里將出現(xiàn)更高的社會能力和更少的反社會行為。相反，如果父親與母親協(xié)同教養(yǎng)過程中，表現(xiàn)出更多的沖突或貶損，會對兒童產(chǎn)生消極影響，兒童在學(xué)校里則會出現(xiàn)更低的社會能力和更多的反社會行為。結(jié)果支持了Feinberg（2003）的協(xié)同教養(yǎng)生態(tài)模型，表明父親協(xié)同教養(yǎng)對兒童學(xué)校適應(yīng)具有重要影響。此外，本研究結(jié)果還支持和推進(jìn)了模仿學(xué)習(xí)理論在家庭教育中的適用性。模仿學(xué)習(xí)理論認(rèn)為，父親在協(xié)同教養(yǎng)中展現(xiàn)出來的積極行為會為兒童提供榜樣作用（Wiese & Freund, 2011），兒童可通過觀察學(xué)習(xí)父親（榜樣）良好的社會交往技能，從而促進(jìn)兒童社會能力的發(fā)展；相反，父親在協(xié)同教養(yǎng)中表現(xiàn)出來的消極行為會為兒童提供不良示范作用，兒童可能通過觀察模仿父親處理問題時(shí)使用的沖突或暴力行為模式，內(nèi)化并遷移到與同伴和教師的相處之中，阻礙社會能力的發(fā)展，且出現(xiàn)更多的反社會行為。

此外，本研究還發(fā)現(xiàn)父子依戀在父親協(xié)同教養(yǎng)與兒童學(xué)校適應(yīng)之間起中介作用。當(dāng)父親協(xié)同教養(yǎng)越積極（團(tuán)結(jié)、一致），兒童的父子依戀程度越高，更能夠促進(jìn)兒童社會能力發(fā)展和抑制兒童反社會行為；相反，父親協(xié)同教養(yǎng)越消極（沖突、貶低），兒童父子依戀程度越低，會抑制兒童社會能力的發(fā)展并引發(fā)兒童更多的反社會行為。這一結(jié)果說明家庭系統(tǒng)中的協(xié)同教養(yǎng)子系統(tǒng)的行為可以溢出轉(zhuǎn)移到父子子系統(tǒng)，即父親協(xié)同教養(yǎng)可以通過父子依戀影響兒童學(xué)校適應(yīng)，支持了家庭系統(tǒng)理論的溢出假說（Erel & Burman, 1995;Minuchin, 1985）。此外，本研究結(jié)果還為Bowlby（1977）的依戀理論提供了支持，具體而言，父親在協(xié)同教養(yǎng)過程中表現(xiàn)出團(tuán)結(jié)、一致等積極行為提高了家庭凝聚力，有利于父子依戀關(guān)系的建立（McHale, 1997; Neppl et al., 2019），進(jìn)而促進(jìn)兒童學(xué)校適應(yīng)；相反，父親出現(xiàn)與母親發(fā)生沖突或貶低母親等消極行為，會在一定程度上削弱父親的可靠性和權(quán)威性（劉暢, 伍新春, 陳玲玲, 2014;Martin, Sturge-Apple, Davies, Romero, & Buckholz,2017），不利于父子依戀關(guān)系的發(fā)展，進(jìn)而阻礙兒童學(xué)校適應(yīng)。

本研究從父親視角出發(fā)揭示了父親協(xié)同教養(yǎng)對兒童學(xué)校適應(yīng)的影響，及父子依戀在其中的中介效應(yīng)，不僅具有重要的理論價(jià)值，支持了協(xié)同教養(yǎng)生態(tài)模型、模仿學(xué)習(xí)理論和依戀理論，還具有十分重要的實(shí)踐意義。本研究結(jié)果解釋了實(shí)際生活中常見的現(xiàn)象?經(jīng)常在孩子面前，指責(zé)和貶低妻子的父親往往會培養(yǎng)出攻擊性強(qiáng)和沒有安全感的孩子，而尊重理解妻子的父親會培養(yǎng)出自律且有責(zé)任感的孩子，正所謂“有其父，必有其子”。因此，在養(yǎng)育孩子過程中，父親要提高協(xié)同教養(yǎng)水平，盡量避免貶低母親或與母親發(fā)生沖突；在孩子面前盡量支持母親的教養(yǎng)決策，表現(xiàn)出與母親一致的教養(yǎng)行為，發(fā)揮父親在兒童教養(yǎng)中的積極作用。此外，本研究發(fā)現(xiàn)家庭因素是影響兒童學(xué)校適應(yīng)的重要因素之一。因此，當(dāng)兒童在學(xué)校生活中出現(xiàn)適應(yīng)不良時(shí)，父親可以在家庭教育中表現(xiàn)出更多的積極協(xié)同教養(yǎng)行為，提高父子依戀程度，從而改善兒童學(xué)校適應(yīng)不良狀況，提升兒童心理健康水平。

本研究還存在一些不足，未來研究有待進(jìn)一步完善。第一，雖然父親對兒童社會能力和反社會行為的影響可能會更高，但是本研究中并沒有將母親納入模型中進(jìn)行檢驗(yàn)和對比，未來研究可以考慮同時(shí)考察并比較父親和母親協(xié)同教養(yǎng)對兒童學(xué)校適應(yīng)的影響。第二，本研究中父親積極協(xié)同教養(yǎng)和消極協(xié)同教養(yǎng)之間相關(guān)不顯著，可能的原因是有些家庭中父親的積極協(xié)同教養(yǎng)和消極協(xié)同教養(yǎng)之間是拮抗關(guān)系，而有些家庭中父親既采取積極協(xié)同教養(yǎng)也會使用消極協(xié)同教養(yǎng)。未來研究可考慮區(qū)分父親協(xié)同教養(yǎng)的具體類別，進(jìn)一步深入考察不同類別的父親協(xié)同教養(yǎng)對兒童學(xué)校適應(yīng)的影響。第三，研究對象均為四年級小學(xué)生，樣本代表性有限，未來研究可以跨年級采集各個(gè)階段兒童學(xué)校適應(yīng)的數(shù)據(jù)，進(jìn)一步提高研究結(jié)果的可推廣性。第四，本研究采用橫斷研究設(shè)計(jì)，難以說明變量之間的因果關(guān)系，未來研究可以通過縱向研究設(shè)計(jì)和交叉滯后分析，進(jìn)一步考察父親協(xié)同教養(yǎng)與兒童學(xué)校適應(yīng)之間的因果關(guān)系。

5 結(jié)論

（1）父親積極協(xié)同教養(yǎng)能直接促進(jìn)兒童社會能力，父親消極協(xié)同教養(yǎng)能直接增加兒童反社會行為，也能直接阻礙兒童社會能力發(fā)展。（2）父親積極和消極協(xié)同教養(yǎng)都能通過父子依戀的中介作用預(yù)測兒童的社會能力和反社會行為。