羅 芮 趙云燕 何 然 王 耘 陳福美

(1 北京師范大學(xué)認(rèn)知神經(jīng)科學(xué)與學(xué)習(xí)國(guó)家重點(diǎn)實(shí)驗(yàn)室，北京 100875) (2 北京師范大學(xué)中國(guó)基礎(chǔ)教育質(zhì)量監(jiān)測(cè)協(xié)同創(chuàng)新中心，北京 100875)

1 引言

隨著人口政策的調(diào)整，我國(guó)二孩家庭不斷增多，國(guó)家統(tǒng)計(jì)局?jǐn)?shù)據(jù)顯示，2019 年我國(guó)全年出生人口中二孩及以上比重達(dá)59.5%（張毅, 2020），父母偏愛(ài)現(xiàn)象也隨之受到社會(huì)各界關(guān)注。父母偏愛(ài)（parental favoritism）是指父母教養(yǎng)或被認(rèn)為教養(yǎng)某一個(gè)或某幾個(gè)子女的方式更加積極（Brody et al., 1998），如對(duì)某個(gè)子女的情感溫暖水平更高，約束管教更多。由于此前我國(guó)獨(dú)生子女家庭居多，研究者對(duì)父母偏愛(ài)研究不足，難以適應(yīng)當(dāng)前廣泛出現(xiàn)的二孩家庭父母教養(yǎng)指導(dǎo)需求。因此，本研究將對(duì)二孩家庭中的父母偏愛(ài)進(jìn)行分析，探討其基本特征及其與青少年抑郁的關(guān)系。

父母偏愛(ài)是多子女家庭中普遍存在的消極教養(yǎng)現(xiàn)象，Shebloski 等人（2005）調(diào)查發(fā)現(xiàn)美國(guó)65%的家庭存在父母偏愛(ài)。在東方社會(huì)，儒家等級(jí)思想的影響導(dǎo)致家庭內(nèi)部等級(jí)分明，對(duì)子女的區(qū)別對(duì)待被視作家庭結(jié)構(gòu)的一部分（Barrett Singer &Weinstein, 2000），且人們的性別觀念仍在一定程度上受到“重男輕女”思想的影響（宋健 等, 2019）。因此，東方家庭的父母偏愛(ài)現(xiàn)象更普遍，父母偏愛(ài)的水平也更高（Barrett Singer & Weinstein, 2000）。

父親偏愛(ài)和母親偏愛(ài)之間存在顯著差異，母親偏愛(ài)水平顯著高于父親偏愛(ài)（Salmon et al.,2012）。父母偏愛(ài)還存在顯著的性別和出生次序差異，但差異的具體表現(xiàn)如何，以往研究結(jié)果并不一致。就性別差異而言，目前存在三種截然不同的結(jié)果：有研究發(fā)現(xiàn)父母更偏愛(ài)與自己性別不同的子女（Salmon et al., 2012）；也有研究表明父母更偏愛(ài)與自己性別相同的子女（Tucker et al.,2003）；還有研究則發(fā)現(xiàn)父母都更偏愛(ài)男孩（Leaper,2002）。就出生次序差異而言，父母通常更偏愛(ài)年長(zhǎng)子女（Furman & Lanthier, 2002）。但一些研究表明父母偏愛(ài)的出生次序差異可能會(huì)受到子女?dāng)?shù)量的影響：在雙子女家庭中，父母更偏愛(ài)二胎子女（Rohde et al., 2003）；在三子女家庭中，二胎子女則更不被偏愛(ài)（Salmon et al., 2012）。此外，父母偏愛(ài)的出生次序差異還會(huì)受到子女性別的影響，如次女比次子更容易受到母親的偏愛(ài)（Tucker et al., 2003）。以往研究結(jié)果的不一致可能與被試的家庭文化背景差異有關(guān)，如歐裔美國(guó)人和拉美裔。中國(guó)二孩家庭中父母偏愛(ài)的特點(diǎn)仍有待進(jìn)一步探究。

此前，研究者認(rèn)為青少年越被父母偏愛(ài)，其抑郁水平越低；越不被父母偏愛(ài)，其抑郁水平越高（Meunier et al., 2012）。研究表明，父母偏愛(ài)確實(shí)與不被偏愛(ài)青少年的抑郁正相關(guān)（Solmeyer &McHale, 2017），但僅有部分研究支持父母偏愛(ài)與被偏愛(ài)青少年的抑郁負(fù)相關(guān) （Wang et al., 2019）。隨著研究的深入，甚至有研究發(fā)現(xiàn)父母偏愛(ài)與被偏愛(ài)青少年的抑郁顯著正相關(guān)（Jeannin & van Leeuwen, 2015）。根據(jù)分配正義理論（distributive justice theory），個(gè)體會(huì)對(duì)資源分配的公平性進(jìn)行判斷，當(dāng)其認(rèn)為自己的既得資源與應(yīng)得資源不匹配時(shí)，就有可能表現(xiàn)出消極發(fā)展結(jié)果（Deutsch,1985）。教養(yǎng)方式實(shí)際上反映了父母在子女間的資源分配，而被偏愛(ài)和不被偏愛(ài)青少年均可能認(rèn)為自己的既得資源與應(yīng)得資源不匹配（Kowal et al.,2002）。因此，二者均可能產(chǎn)生心理行為問(wèn)題。實(shí)證研究也表明，無(wú)論青少年是否被偏愛(ài)，過(guò)于嚴(yán)重的父母偏愛(ài)都會(huì)對(duì)青少年發(fā)展產(chǎn)生消極影響（Luo et al., 2020），而中等程度的父母偏愛(ài)對(duì)青少年的影響最?。↘owal et al., 2002）。Meunier 等人（2012）發(fā)現(xiàn)父母偏愛(ài)與青少年情緒問(wèn)題之間存在曲線關(guān)系。綜上所述，父母偏愛(ài)對(duì)青少年抑郁的影響可能為 U 型曲線，即當(dāng)青少年被偏愛(ài)或不被偏愛(ài)時(shí)，過(guò)高水平的偏愛(ài)均與其抑郁顯著相關(guān)。

由于母親是主要照顧者的角色，以往研究大多只關(guān)注母親偏愛(ài)（Meunier et al., 2012）。近年來(lái)，隨著父親教養(yǎng)參與的增多（Li, 2020），父親偏愛(ài)也日益受到研究者的關(guān)注。研究表明，父親偏愛(ài)、母親偏愛(ài)均與青少年抑郁顯著相關(guān)（Jensen et al., 2013），但二者對(duì)青少年抑郁的影響存在一定差異。有研究指出父親偏愛(ài)對(duì)青少年抑郁的影響更大（Tamrouti-Makkink et al., 2004）；也有研究發(fā)現(xiàn)，父親偏愛(ài)、母親偏愛(ài)對(duì)青少年抑郁的影響不僅在效應(yīng)量上存在顯著差異，二者的作用方向也完全相反（Jensen et al., 2013）。因此，有必要分別探討父親偏愛(ài)和母親偏愛(ài)與青少年抑郁的關(guān)系。

本研究基于我國(guó)文化背景，考察二孩家庭中父母偏愛(ài)的特點(diǎn)，探究父親偏愛(ài)、母親偏愛(ài)與青少年抑郁的關(guān)系，提出如下假設(shè)：（1）父親偏愛(ài)和母親偏愛(ài)存在顯著差異，青少年報(bào)告的母親偏愛(ài)水平顯著高于父親偏愛(ài)；（2）父親偏愛(ài)和母親偏愛(ài)均存在顯著的性別差異和出生次序差異；（3）父母偏愛(ài)與青少年抑郁之間的關(guān)系為U 型曲線關(guān)系。

2 研究方法

2.1 被試

采取方便取樣法，在河北省滄州市、山東省威海市和青島市共選取4 所中學(xué)作為樣本校，從中招募初一到高一的學(xué)生，通過(guò)線上測(cè)試平臺(tái)發(fā)放問(wèn)卷和知情同意書(shū)，共回收有效問(wèn)卷3771 份。選取來(lái)自二孩家庭、與父母同住，且父母婚姻完整的1655 名學(xué)生作為研究對(duì)象。被試平均年齡為13.18 歲（SD=1.34 歲），與同胞的平均年齡差為7.05 歲（SD=3.52 歲）；男生751 人（45.4%），女生904 人（54.6%）；頭胎子女1017 人（61.5%），二胎子女638 人（38.5%）。

2.2 研究工具

2.2.1 同胞差異經(jīng)歷量表

本研究采用Daniels 和Plomin（1985）編制，Ong 和Tan（2018）修訂的中文版同胞差異經(jīng)歷量表（Sibling Inventory of Differential Experience-Chinese Version, SIDE-C），由青少年分別報(bào)告父、母偏愛(ài)。該量表包括情感（5 個(gè)項(xiàng)目）和控制（4 個(gè)項(xiàng)目）兩個(gè)維度，分別測(cè)量父母對(duì)子女的差別情感溫暖和差別約束管教。采用Likert 5 點(diǎn)計(jì)分（1=“兄弟姐妹更符合”，2=“兄弟姐妹比較符合”，3=“我們一樣符合”，4=“我比較符合”，5=“我更符合”），量表總均分越高表示父親/母親越偏愛(ài)自己；總均分越低表示父親/母親越偏愛(ài)同胞。該量表具有良好的結(jié)構(gòu)效度[父親量表: χ2(26)=26.32, CFI=0.95, TLI=0.93, RMSEA=0.06,SRMR=0.04; 母親量表: χ2(26)=28.01, CFI=0.94,TLI=0.91, RMSEA=0.07, SRMR=0.05]，各題目因子載荷在0.56～0.79 之間。父、母量表的各維度和總量表的Cronbach’s α 系數(shù)在0.74～0.83 之間。

2.2.2 兒童抑郁量表（簡(jiǎn)版）

本研究選用Kovacs（2003）編制，中國(guó)兒童青少年心理發(fā)育特征調(diào)查項(xiàng)目組修訂的兒童抑郁量表（簡(jiǎn)版）（Children’s Depression Inventory-Short Version, CDI-S） （董奇, 林崇德, 2011）。該量表適用于7～17 歲的兒童青少年，共10 個(gè)項(xiàng)目。每個(gè)項(xiàng)目描述了三種不同程度的同一情感體驗(yàn)，要求青少年根據(jù)過(guò)去兩周的感受，選擇最符合的句子。采用Likert 3 點(diǎn)計(jì)分，量表總分越高說(shuō)明青少年抑郁越嚴(yán)重。本研究中，該量表的Cronbach’s α 系數(shù)為 0.87。

2.2.3 控制變量

青少年的性別、年齡和家庭社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位（family socioeconomic status, 以下簡(jiǎn)稱家庭SES）均對(duì)抑郁有影響（Hammen, 2018），且出生次序?qū)Ω改钙珢?ài)有影響（Salmon et al., 2012）。因此，本研究對(duì)以上變量進(jìn)行了控制。由于主觀社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位更能反映家庭在當(dāng)?shù)厣鐣?huì)的相對(duì)位置，因此本研究將其作為家庭S E S 的測(cè)量指標(biāo)，采用Goodman 等人（2001）修訂的青少年版主觀社會(huì)地位量表（the MacArthur Scale of Subjective Social Status-Youth Version, SSSY）進(jìn)行測(cè)量。采用Likert 10 點(diǎn)計(jì)分，要求青少年判斷自己的家庭在整個(gè)社會(huì)層級(jí)中所在位置對(duì)應(yīng)的階梯層級(jí)，層級(jí)越高，得分越高，說(shuō)明家庭SES 越高。

2.3 數(shù)據(jù)處理

在SPSS24.0 中進(jìn)行數(shù)據(jù)管理與統(tǒng)計(jì)分析。首先，采用Harman 單因素法進(jìn)行共同方法偏差效應(yīng)檢驗(yàn)（湯丹丹, 溫忠麟, 2020）。結(jié)果顯示，特征值大于1 的因子共有6 個(gè)，第一公因子的方差解釋率為22.76%，小于40%，說(shuō)明不存在嚴(yán)重的共同方法偏差。其次，使用多元方差分析（MANOVA）考察二孩家庭父母偏愛(ài)的特點(diǎn)，分層回歸分析探索父母偏愛(ài)與青少年抑郁的關(guān)系。

3 結(jié)果

3.1 二孩家庭父母偏愛(ài)的特點(diǎn)

二孩家庭中父親偏愛(ài)、母親偏愛(ài)總均分和各維度得分具體情況見(jiàn)表1。父親偏愛(ài)（M=2.95,SD=0.45）、母親偏愛(ài)（M=2.94,SD=0.37）的得分均顯著低于量表中值3 分（ps＜0.001），說(shuō)明父、母偏愛(ài)的整體水平均較低，且父、母均略偏愛(ài)青少年的同胞。配對(duì)樣本t檢驗(yàn)結(jié)果表明，父親偏愛(ài)總均分[t(1654)=-1.03,p＞0.05]、情感[t(1654)=0.49,p＞0.05]和控制[t(1654)=1.32,p＞0.05]兩個(gè)維度分均與母親不存在顯著差異。

表1 二孩家庭中的父母偏愛(ài)狀況（n=1655）

為考察父母偏愛(ài)的群體差異，以青少年的性別和出生次序?yàn)樽宰兞?，以偏?ài)的兩個(gè)維度分和量表總均分為因變量，分別對(duì)父親和母親進(jìn)行2（性別）×2（出生次序）的多元方差分析。結(jié)果見(jiàn)表2。

表2 父母偏愛(ài)的性別和出生次序差異比較（n=1655）

對(duì)父親偏愛(ài)而言，在情感維度上，性別[F(1,1628)=1.06,p＞0.05]和出生次序[F(1, 1628)=0.38,p＞0.05] 的主效應(yīng)以及二者的交互效應(yīng)[F(1,1628)=1.01,p＞0.05]均不顯著。在控制維度上，性別[F(1, 1628)=12.15,p＜0.001] 和出生次序[F(1,1628)=16.01,p＜0.001]的主效應(yīng)顯著，即男生和頭胎子女報(bào)告父親對(duì)自己的控制更多，女生和二胎子女則報(bào)告父親對(duì)同胞的控制更多（ps＜0.001）；性別和出生次序的交互效應(yīng)不顯著[F(1, 1628)=0.77,p＞0.05]。在偏愛(ài)總均分上，性別[F(1, 1628)=6.83,p＜0.01] 和出生次序[F(1, 1628)=4.02,p＜0.05]的主效應(yīng)均顯著，即男生和頭胎子女報(bào)告父親更偏愛(ài)自己，女生和二胎子女則報(bào)告父親更偏愛(ài)同胞（ps＜0.001）；性別和出生次序的交互效應(yīng)同樣不顯著[F(1, 1628)=1.44,p＞0.05]。

對(duì)母親偏愛(ài)而言，在情感維度上，性別[F(1,1628)=2.26,p＞0.05]和出生次序[F(1, 1628)=0.54,p＞0.05] 的主效應(yīng)以及二者的交互效應(yīng)[F(1,1628)=0.31,p＞0.05]均不顯著。在控制維度上，性別[F(1, 1628)=9.74,p＜0.01] 和出生次序[F(1,1628)=7.04,p＜0.01]的主效應(yīng)顯著，即男生和二胎子女報(bào)告母親對(duì)自己的控制更多，女生和頭胎子女則報(bào)告母親對(duì)同胞的控制更多（ps＜0.001）；但性別和出生次序的交互作用不顯著[F(1, 1628)=0.18,p＞0.05]。在偏愛(ài)總均分上，性別[F(1, 1628)=7.67,p＜0.01] 和出生次序[F(1, 1628)=4.05,p＜0.05]的主效應(yīng)均顯著，即男生和二胎子女報(bào)告母親更偏愛(ài)自己，女生和頭胎子女則報(bào)告母親更偏愛(ài)同胞（ps＜0.05）；而性別和出生次序的交互效應(yīng)不顯著[F(1, 1628)=0.39,p＞0.05]。

3.2 父母偏愛(ài)與青少年抑郁的關(guān)系

相關(guān)分析發(fā)現(xiàn)（見(jiàn)表3），父親偏愛(ài)、母親偏愛(ài)均與青少年抑郁顯著負(fù)相關(guān)（r父親偏愛(ài)=-0.16,p＜0.01;r母親偏愛(ài)=-0.28,p＜0.01）。

表3 父母偏愛(ài)與青少年抑郁的相關(guān)（n=1655）

為減少多重共線性，首先將父親偏愛(ài)和母親偏愛(ài)標(biāo)準(zhǔn)化處理，并進(jìn)行多重共線性檢驗(yàn)。結(jié)果表明父親模型和母親模型中各變量之間的容忍度（Tolerance）均大于0.9，方差膨脹因子（VIF）均小于2，表明不存在嚴(yán)重的多重共線性。

分層回歸分析結(jié)果見(jiàn)表4。在控制青少年的性別、年齡、出生次序和家庭SES 后，父親偏愛(ài)平方、母親偏愛(ài)平方均能顯著正向預(yù)測(cè)青少年抑郁（=0.19,p＜0.001;=0.11,p＜0.001），說(shuō)明父、母偏愛(ài)與青少年抑郁均為U 型曲線關(guān)系，如圖1、圖2 所示。父、母偏愛(ài)同胞和中高程度偏愛(ài)自己都與青少年較高水平的抑郁相關(guān)，當(dāng)青少年報(bào)告父、母較低程度偏愛(ài)自己時(shí)，其抑郁水平均相對(duì)更低。

圖1 父親偏愛(ài)與青少年抑郁的關(guān)系

圖2 母親偏愛(ài)與青少年抑郁的關(guān)系

表4 父母偏愛(ài)與青少年抑郁的回歸分析結(jié)果（n=1655）

Aiken 和West（1991）認(rèn)為曲線關(guān)系實(shí)際上是自變量對(duì)自身與因變量關(guān)系的調(diào)節(jié)，因此，根據(jù)Aiken 和West 的建議，將父、母偏愛(ài)分別按照均值加減一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差分為偏愛(ài)同胞和偏愛(ài)自己兩組，進(jìn)行簡(jiǎn)單斜率分析。對(duì)于偏愛(ài)同胞組而言，父、母偏愛(ài)均能顯著負(fù)向預(yù)測(cè)青少年抑郁（simple slope父親偏愛(ài)=-0.15,t=-6.45,p＜0.001; simple slope母親偏愛(ài)=-0.08,t=-5.38,p＜0.001），即父親/母親越偏愛(ài)同胞（即不偏愛(ài)自己），其抑郁水平越高；對(duì)于偏愛(ài)自己組而言，父、母偏愛(ài)均能顯著正向預(yù)測(cè)青少年抑郁（simple slope父親偏愛(ài)=0.17,t=4.42,p＜0.001; simple slope母親偏愛(ài)=0.30,t=2.61,p＜0.01），即父親/母親越偏愛(ài)自己，其抑郁水平也越高。

為進(jìn)一步厘清父母偏愛(ài)對(duì)青少年抑郁的曲線效應(yīng)，采用Johnson-Neyman 法分別繪制父、母偏愛(ài)簡(jiǎn)單斜率的顯著區(qū)間（Miller et al., 2013），結(jié)果如圖3、圖4 所示。就父親偏愛(ài)而言，當(dāng)偏愛(ài)得分（標(biāo)準(zhǔn)化后）在(-∞, -0.07)取值范圍時(shí)，父親越偏愛(ài)同胞，父親偏愛(ài)對(duì)青少年抑郁的影響越大；在[-0.07, 0.35]取值范圍時(shí)，父親偏愛(ài)對(duì)青少年抑郁的影響不顯著；在(0.35, +∞)取值范圍時(shí)，父親越偏愛(ài)青少年，父親偏愛(ài)對(duì)青少年抑郁的影響越大。

圖3 父親偏愛(ài)對(duì)青少年抑郁簡(jiǎn)單斜率的顯著區(qū)間

圖4 母親偏愛(ài)對(duì)青少年抑郁簡(jiǎn)單斜率的顯著區(qū)間

就母親偏愛(ài)而言，當(dāng)偏愛(ài)得分（標(biāo)準(zhǔn)化后）在(-∞, -0.12)取值范圍時(shí)，母親越偏愛(ài)同胞，母親偏愛(ài)對(duì)青少年抑郁的影響越大；在[-0.12, 0.33]取值范圍時(shí)，母親偏愛(ài)對(duì)青少年抑郁的影響作用不顯著；在(0.33, +∞)取值范圍時(shí)，母親越偏愛(ài)青少年，母親偏愛(ài)對(duì)青少年抑郁的影響越大。

4 討論

本研究發(fā)現(xiàn)父、母偏愛(ài)并不存在顯著差異，這與以往研究結(jié)論不一致（Salmon et al., 2012）。教養(yǎng)差異是夫妻沖突的關(guān)鍵導(dǎo)火索，為了避免沖突，個(gè)體更傾向于采用與伴侶相似的教養(yǎng)方式或行為（Tavassolie et al., 2016），使得父、母教養(yǎng)趨同化。如Chung 等人（2020）研究發(fā)現(xiàn)，94%的父、母對(duì)子女的情感溫暖水平一致。本研究發(fā)現(xiàn)的父、母偏愛(ài)不存在差異可能與此有關(guān)，但仍需要實(shí)證研究對(duì)此予以驗(yàn)證。

本研究發(fā)現(xiàn)父母偏愛(ài)存在顯著的性別差異：男孩報(bào)告父母均更偏愛(ài)自己，而女孩則報(bào)告父母均更偏愛(ài)自己的同胞。這一結(jié)果與以往研究發(fā)現(xiàn)基本一致（Leaper, 2002）。在中國(guó)社會(huì)，“重男輕女”“男尊女卑”等落后思想仍在一定程度上影響著人們的性別觀念，部分家庭中仍存在“男孩偏好”現(xiàn)象（宋健 等, 2019; 王鵬, 2015）。本研究發(fā)現(xiàn)的這種性別偏愛(ài)可能與此有關(guān)，但仍需后續(xù)研究予以驗(yàn)證。

本研究還發(fā)現(xiàn)父母偏愛(ài)存在顯著的出生次序差異：頭胎子女報(bào)告父親偏愛(ài)自己，母親偏愛(ài)同胞；而二胎子女則報(bào)告父親偏愛(ài)同胞，母親偏愛(ài)自己。這一發(fā)現(xiàn)說(shuō)明，整體而言，父親更偏愛(ài)頭胎子女，母親則更偏愛(ài)二胎子女。該研究結(jié)果與以往研究結(jié)果部分一致，如Rohde 等（2003）發(fā)現(xiàn)在雙子女家庭中，父母更偏愛(ài)年幼子女。進(jìn)化心理學(xué)認(rèn)為，由于自身繁殖效率的不確定性，即可能沒(méi)有后代，也可能有無(wú)數(shù)后代（Armbruster et al.,2002），使得父親更關(guān)注子女的生殖價(jià)值（劉毅等, 2018），而頭胎子女比年幼同胞更接近生殖成熟，生殖價(jià)值更高，因此父親更可能偏愛(ài)頭胎子女。母親則更關(guān)注子女的脆弱性（Michalski &Shackelford, 2002），由于二胎子女比年長(zhǎng)同胞更年幼脆弱，所以母親更可能偏愛(ài)二胎子女。

此外，本研究中性別和出生次序的群體差異僅體現(xiàn)在父母偏愛(ài)的控制維度和總均分上，這可能與中國(guó)父母的教養(yǎng)方式有關(guān)。部分中國(guó)父母信奉“棍棒底下出孝子”，對(duì)子女的教養(yǎng)主要以約束、管教為主，而情感表達(dá)較少（Chao, 1994）。因此父母偏愛(ài)群體偏差更可能表現(xiàn)為對(duì)子女的差別管教約束。

本研究發(fā)現(xiàn)父、母親偏愛(ài)與抑郁的關(guān)系均為U 型曲線關(guān)系，與父、母較低水平偏愛(ài)自己相比，當(dāng)父、母偏愛(ài)同胞或最偏愛(ài)自己時(shí)，青少年的抑郁水平更高，驗(yàn)證了假設(shè)3，也與以往研究結(jié)果一致（Meunier et al., 2012）。同時(shí)，該發(fā)現(xiàn)還支持了分配正義理論（Deutsch, 1985），即既得資源和應(yīng)得資源的差異會(huì)對(duì)個(gè)體產(chǎn)生消極影響，且這種差異會(huì)對(duì)不利處境（不被偏愛(ài)）青少年和受益過(guò)多（被偏愛(ài)）青少年均產(chǎn)生消極影響。當(dāng)青少年比同胞更受父母青睞時(shí)，他們可能會(huì)認(rèn)為自己得到了不應(yīng)得的資源而產(chǎn)生消極情緒體驗(yàn)（Jeannin &van Leeuwen, 2015）；另一方面，當(dāng)青少年不被父母偏愛(ài)時(shí)，其則可能因?yàn)檎J(rèn)為自己并未得到實(shí)際應(yīng)得的資源而情緒不佳（Meunier et al., 2012）。另一種可能的解釋則來(lái)自于同胞關(guān)系的中介作用。過(guò)高水平的父母偏愛(ài)會(huì)導(dǎo)致同胞間關(guān)系惡化，沖突增多，而充滿敵對(duì)、嫉妒和沖突的同胞關(guān)系則會(huì)導(dǎo)致青少年抑郁等內(nèi)化問(wèn)題的增多（Loeser et al., 2016）。

本研究還發(fā)現(xiàn)當(dāng)父、母略微偏愛(ài)青少年，而非不偏愛(ài)任何人時(shí)，青少年抑郁水平最低。這與以往研究結(jié)果一致（Kowal et al., 2002）。這可能是因?yàn)檫M(jìn)入青春期后，青少年自戀水平上升，自我中心性增強(qiáng)（Thomaes et al., 2009），因此，在情感上更能接受父母略微偏愛(ài)自己，并認(rèn)為這是最符合公平原則的做法。低水平的偏愛(ài)也是青少年最能接受的，因?yàn)檫@意味著父母能夠根據(jù)不同子女的教養(yǎng)需求進(jìn)行差異化教養(yǎng)；以絕對(duì)“平等”的方式對(duì)待子女則反映了父母不能滿足子女的差異化教養(yǎng)需求，反而會(huì)被視作是不公平的（Kowal et al., 2002）。

本研究描述了二孩家庭中父母偏愛(ài)的基本特點(diǎn)，揭示了父母偏愛(ài)與青少年抑郁的關(guān)系。在理論上，本研究驗(yàn)證了分配正義理論，進(jìn)一步豐富了父母偏愛(ài)的相關(guān)研究。在實(shí)踐上，本研究有助于促進(jìn)父母更全面地認(rèn)識(shí)偏愛(ài)的消極影響，幫助父母改善不良教養(yǎng)行為。父母在日常教養(yǎng)過(guò)程中，要有意識(shí)地細(xì)心體察子女的心理及行為表現(xiàn)，既要注意根據(jù)子女的不同需求，靈活采取不同的教養(yǎng)方式，又要注意減少對(duì)子女的差別對(duì)待。

本研究還存在以下不足。首先，本研究未對(duì)被試的同胞進(jìn)行調(diào)查，對(duì)父母偏愛(ài)的測(cè)量可能存在一定的報(bào)告者偏差；同時(shí)，也難以探究不同子女對(duì)父母偏愛(ài)的感知是否存在差異，以及父母偏愛(ài)對(duì)青少年抑郁影響的家庭內(nèi)和家庭間效應(yīng)。后續(xù)研究應(yīng)當(dāng)將二孩家庭的所有子女納入調(diào)查，關(guān)注父母偏愛(ài)對(duì)不同子女的影響。再次，本研究的被試均來(lái)自雙親完整的二孩家庭，后續(xù)研究應(yīng)豐富研究對(duì)象的類型，以更全面、更深刻地探究父母偏愛(ài)及其對(duì)青少年發(fā)展的影響。再次，本研究采用方便取樣法，所選樣本代表性有限，因此研究結(jié)論的推廣性有限，今后可采用概率抽樣的方法對(duì)本研究進(jìn)行重復(fù)檢驗(yàn)。最后，本研究所采用數(shù)據(jù)均為橫斷數(shù)據(jù)，能夠客觀描述父母偏愛(ài)的特點(diǎn)以及其對(duì)青少年抑郁的影響，但并不能對(duì)二者的關(guān)系做出因果推斷。后續(xù)研究可采用縱向追蹤設(shè)計(jì)，以明確二者的因果關(guān)系。

5 結(jié)論

（1）二孩家庭中，父母偏愛(ài)水平較低，且父親偏愛(ài)和母親偏愛(ài)不存在顯著差異。 （2）父母偏愛(ài)存在顯著的性別和出生次序差異：男孩報(bào)告父母更偏愛(ài)自己，女孩報(bào)告父母更偏愛(ài)同胞；頭胎子女報(bào)告父親偏愛(ài)自己，母親偏愛(ài)同胞，二胎子女報(bào)告父親偏愛(ài)同胞，母親偏愛(ài)自己。（3）父母偏愛(ài)對(duì)青少年抑郁有顯著影響，且表現(xiàn)為U 型曲線，即當(dāng)父母偏愛(ài)同胞或中高程度偏愛(ài)自己時(shí)，青少年抑郁水平均較高；當(dāng)父母較低程度偏愛(ài)自己時(shí)，青少年抑郁水平最低。