何慧華 陳迎新 蔣 琴 姜 露

(上海師范大學(xué)學(xué)前教育學(xué)院，上海 200234)

1 引言

根據(jù)家庭系統(tǒng)理論，父子關(guān)系屬于親子關(guān)系網(wǎng)絡(luò)，和父親養(yǎng)育以及父母關(guān)系相互作用，共同影響兒童發(fā)展（Christopher et al., 2015）。近十年來關(guān)于父母關(guān)系、父子依戀、父親參與的研究證明，父親與幼兒的問題行為、認(rèn)知水平、社會(huì)-情緒能力發(fā)展等都關(guān)系密切（Cano et al., 2019; Zhang et al., 2021）。“三孩”政策背景下，父親越來越被期待參與到嬰幼兒的日常照護(hù)和高質(zhì)量陪伴中，以有效緩解雙職工家庭母親的養(yǎng)育壓力。因此，進(jìn)一步理解父親在家庭養(yǎng)育和促進(jìn)兒童發(fā)展過程中的作用機(jī)制具有重要的研究價(jià)值和實(shí)踐意義。

社會(huì)-情緒能力是指個(gè)體有效應(yīng)用必要知識(shí)、技能和態(tài)度從而識(shí)別和管理情緒，建立關(guān)系，解決人際問題，做出適當(dāng)行為的社會(huì)性和情緒能力（Wang et al., 2019）。Carter等人（2003）提出了嬰幼兒階段的社會(huì)-情緒能力模型，包括依從性、注意力、模仿或游戲、求精動(dòng)機(jī)、移情和親社會(huì)同伴關(guān)系六個(gè)維度。在個(gè)體發(fā)展早期，社會(huì)-情緒能力的發(fā)展可能存在年齡和性別差異，甚至交互作用，比如，出生第一年的女孩比男孩會(huì)表現(xiàn)出更強(qiáng)的社會(huì)取向反應(yīng)（Barbu et al., 2011）。雖然先行研究未能就年齡與性別差異達(dá)成共識(shí)，但關(guān)于家庭養(yǎng)育對(duì)嬰幼兒社會(huì)情緒能力的影響，結(jié)論較為一致。作為家庭系統(tǒng)的子系統(tǒng)，夫妻關(guān)系可以直接預(yù)測(cè)嬰幼兒的心理適應(yīng)和社會(huì)-情緒能力（Abuhammad et al., 2020）。作為夫妻關(guān)系的關(guān)鍵因子，婚姻滿意度是夫妻雙方對(duì)夫妻關(guān)系的主觀反饋與評(píng)價(jià)（Bernier et al., 2014）。若夫妻對(duì)雙方關(guān)系的主觀評(píng)價(jià)較低，則會(huì)產(chǎn)生敵意、憤怒情緒和情感疏遠(yuǎn)等問題，從而導(dǎo)致兒童出現(xiàn)抑郁、適應(yīng)不良、社會(huì)退縮等問題行為（Qian et al., 2020）。尤其對(duì)新手父母來說，婚姻滿意度會(huì)在嬰幼兒出生早期呈下降趨勢(shì)（McCoy et al., 2013），導(dǎo)致婚姻沖突的增加，并進(jìn)一步對(duì)兒童的同伴關(guān)系（Lindsey et al., 2009）、問題解決和親社會(huì)行為等社會(huì)-情緒能力產(chǎn)生消極影響（McCoy et al., 2009）。以往研究多關(guān)注婚姻沖突這一消極方面（梁宗保 等, 2016），但包含積極和消極評(píng)價(jià)的婚姻滿意度更能綜合地反映婚姻質(zhì)量。近二十年來關(guān)于父子子系統(tǒng)的研究均發(fā)現(xiàn)，即使父親可能不是家庭中親子關(guān)系的主要構(gòu)建者和養(yǎng)育行為的主要實(shí)施者，但作為構(gòu)建父母關(guān)系的一方主體，其對(duì)婚姻滿意度的評(píng)價(jià)也可能直接影響嬰幼兒的社會(huì)-情緒能力。因此，本研究提出假設(shè)1：父親婚姻滿意度正向預(yù)測(cè)嬰幼兒的社會(huì)-情緒能力。

生態(tài)系統(tǒng)理論指出，親子依戀是影響嬰幼兒社會(huì)-情緒能力的重要因子。Bowlby（1978）將親子依戀界定為兒童早期與依戀對(duì)象（如父親、母親等）間形成的穩(wěn)定情感聯(lián)系。精神分析理論與社會(huì)學(xué)習(xí)理論均強(qiáng)調(diào)嬰幼兒與父母的依戀是個(gè)體早期社會(huì)化和社會(huì)-情緒能力發(fā)展的重要影響因素（王紅艷, 王冰, 2006）。但父子依戀的構(gòu)建方式和作用均與母子依戀有所不同，對(duì)嬰幼兒的發(fā)展具有獨(dú)特的貢獻(xiàn)（邢學(xué)瑋 等, 2014; Brown & Cox,2020）。首先，在建構(gòu)方式上，父親與幼兒的游戲互動(dòng)更具刺激性和不可預(yù)測(cè)性，父親更加支持幼兒的冒險(xiǎn)和探索行為，因此嬰幼兒也能和父親構(gòu)建起安全依戀（Fernandes et al., 2020）。其次，雖然母子依戀對(duì)幼兒獲得積極的自我認(rèn)知有更大的影響，但父子依戀能更準(zhǔn)確地預(yù)測(cè)幼兒的行為問題（Veríssimo et al., 2011）。另外，嬰幼兒在12個(gè)月和18個(gè)月時(shí)的父子依戀可能影響其5歲時(shí)的同伴關(guān)系；早期具有安全父子依戀的嬰幼兒，后期在游戲中產(chǎn)生的消極情緒較少，同伴關(guān)系也更好（李曉巍, 魏曉宇, 2017）。同時(shí)，在婚姻滿意度較高的家庭中，高水平的父母安全依戀預(yù)示著同樣高水平的親子安全依戀（Qian et al., 2020），父親的婚姻滿意度會(huì)通過父子安全依戀影響幼兒的心理適應(yīng)能力（周柳伶 等, 2017）。因此，本研究提出假設(shè)2：父子依戀在父親婚姻滿意度和嬰幼兒社會(huì)-情緒能力之間起中介作用。

父親參與是父親在養(yǎng)育孩子的過程中認(rèn)知、情感與行為等多維度的卷入（Hawkins et al., 2002）。家庭系統(tǒng)理論認(rèn)為，婚姻滿意度不僅會(huì)影響父母關(guān)系子系統(tǒng)，也可能影響家庭成員參與教養(yǎng)的行為表現(xiàn)（Lui et al., 2020）。比如，父親對(duì)婚姻滿意度的下降預(yù)示著父親較少參與父母養(yǎng)育決策過程和執(zhí)行養(yǎng)育任務(wù)（Christopher et al., 2015）。Kwok等人（2013）對(duì)2～6歲兒童的父親研究發(fā)現(xiàn)，婚姻滿意度是父親參與的重要預(yù)測(cè)因素。父親參與會(huì)顯著影響其子女的認(rèn)知和非認(rèn)知領(lǐng)域的發(fā)展，父親參與的頻率、方式和質(zhì)量均能顯著預(yù)測(cè)兒童早期的認(rèn)知能力、社會(huì)-情緒能力、游戲水平以及入學(xué)后的學(xué)業(yè)成就（李原, 2011; Boldt et al., 2014）。由此可見，父親婚姻滿意度能通過提升父親參與教養(yǎng)的水平進(jìn)而作用于嬰幼兒社會(huì)-情緒能力的發(fā)展。因此，本研究提出假設(shè)3：父親參與在父親婚姻滿意度和嬰幼兒社會(huì)-情緒能力之間起中介作用。

雖然先行研究從不同視角探究了父子依戀和父親參與對(duì)幼兒發(fā)展的影響，但兩者聯(lián)合作用于嬰幼兒發(fā)展的機(jī)制尚未明確。大部分研究強(qiáng)調(diào)，父親依戀和父親參與的關(guān)系取決于父親參與的數(shù)量和質(zhì)量兩者的作用，也與具體的參與行為和家庭、社會(huì)背景關(guān)系密切（Brown et al., 2018）。高水平的父親參與意味著大量的時(shí)間和精力的投入，可以為構(gòu)建高質(zhì)量的父子依戀提供途徑。依戀關(guān)系也可以預(yù)測(cè)父親的養(yǎng)育行為（張印平 等,2015）。親子依戀安全性高的幼兒與父母關(guān)系更為親密，父母也能夠從高質(zhì)量的親子依戀中體驗(yàn)到積極的情緒和養(yǎng)育效能感，從而更積極地參與養(yǎng)育活動(dòng)（Rueger et al., 2011），即高質(zhì)量的父子關(guān)系可能是父親積極參與教養(yǎng)的情感基礎(chǔ)之一；另一個(gè)情感基礎(chǔ)則來源于和母親的婚姻關(guān)系，高質(zhì)量的婚姻關(guān)系和親子關(guān)系是父親積極參與教養(yǎng)的預(yù)測(cè)因子（沈欣 等, 2022; Mo et al., 2021）。已有研究探討了父子依戀、父親參與和嬰幼兒社會(huì)-情緒能力的關(guān)系，但較少有研究將父子依戀和父親參與兩個(gè)變量同時(shí)納入父親婚姻滿意度與嬰幼兒社會(huì)-情緒能力的關(guān)系中。另外，本研究的研究對(duì)象為1～3歲的低齡嬰幼兒，與其互動(dòng)較多的可能是母親和祖輩，所以父子子系統(tǒng)的機(jī)制很可能是關(guān)系在先，行為在后，即父子之間先建立情感聯(lián)結(jié)，形成較為安全的依戀關(guān)系，從而使得父親參與的水平逐步提升。因此，本研究將反映父子關(guān)系的父子依戀作為第一個(gè)中介變量，將反映養(yǎng)育行為的父親參與作為第二個(gè)中介變量，提出假設(shè)4：父子依戀和父親參與在父親婚姻滿意度和嬰幼兒社會(huì)-情緒能力之間起鏈?zhǔn)街薪樽饔谩?/p>

本研究基于以上研究假設(shè)，構(gòu)建一個(gè)鏈?zhǔn)街薪槟Ｐ停ㄒ妶D1），考察父親婚姻滿意度對(duì)嬰幼兒社會(huì)-情緒能力的影響機(jī)制。

圖 1 鏈?zhǔn)街薪榧僭O(shè)模型

2 研究方法

2.1 被試

采用方便取樣法，選取上海市某早教機(jī)構(gòu)的1～3歲嬰幼兒及其父母為研究對(duì)象。共發(fā)放、回收問卷230份，回收率100.00%，其中有效問卷212份，有效率92.17%。嬰幼兒的平均月齡為27.81（SD=5.52），其中男孩114名（53.77%），女孩98名（46.23%）。嬰幼兒父親年齡為30～40歲，其中31歲以下38名（17.92%），31～34歲87名（41.04%），35～38歲56名（26.42%），39歲及以上31名（14.62%）；學(xué)歷以本科為主，122名（57.55%），大?；蚋呗毤耙韵?1名（24.06%），碩士及以上39名（18.40%）。參與本研究的主要為社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位中等偏上的家庭，家庭月收入10000元及以下的占14.15%，10000～15000元的占18.87%，15000～0000元的占25.47%，20000元以上的占41.51%。

2.2 研究工具

2.2.1 父親婚姻質(zhì)量滿意度問卷

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）。量表包含10個(gè)項(xiàng)目，由父親報(bào)告。采用5點(diǎn)計(jì)分，“1”表示“確實(shí)不是這樣”，“5”表示“確實(shí)是這樣”，得分越高代表父親的婚姻滿意度越高。該量表的Cronbach’s α系數(shù)為0.79。

2.2.2 嬰幼兒社會(huì)-情緒能力問卷

采用12～36月齡嬰幼兒情緒社會(huì)性評(píng)估量表（張建端, 2008）中的“能力域”子領(lǐng)域考察嬰幼兒社會(huì)-情緒能力。共35個(gè)項(xiàng)目，包含依從性、注意力、模仿或游戲、求精動(dòng)機(jī)、移情和親社會(huì)同伴關(guān)系6個(gè)子維度，由母親報(bào)告。采用三級(jí)計(jì)分，“0”表示“不符合或偶爾符合”，“1”表示“有時(shí)符合”，“2”表示“經(jīng)常符合”，得分越高表示嬰幼兒社會(huì)-情緒能力越高。該問卷的Cronbach’s α系數(shù)為0.90。

2.2.3 父親參與問卷

采用Hawkins等人（2002）編制、尹霞云（2012）修訂的父親參與問卷考察嬰幼兒父親參與水平。共26個(gè)項(xiàng)目，由父親報(bào)告。問卷包含4個(gè)維度：支持規(guī)劃維度（8個(gè)項(xiàng)目）、日常照顧維度（9個(gè)項(xiàng)目）、鼓勵(lì)表揚(yáng)維度（5個(gè)項(xiàng)目）和管教約束維度（4個(gè)項(xiàng)目）。采用6點(diǎn)計(jì)分，“0”表示“完全不符合”，“6”表示“非常符合”。4個(gè)分量表的Cronbach’s α系數(shù)為0.87～0.94，總問卷的Cronbach’s α系數(shù)為0.98。

2.2.4 父子依戀與母子依戀問卷

采用洪佩佩（2008）修訂的幼兒依戀問卷考察父子與母子依戀。共31個(gè)項(xiàng)目，包含依戀-探索（13個(gè)項(xiàng)目）、交互順暢性（11個(gè)項(xiàng)目）和社交活躍性（7個(gè)項(xiàng)目）三個(gè)分量表。采用7點(diǎn)計(jì)分，完全符合第一項(xiàng)行為計(jì)7分，比較符合計(jì)6分，有點(diǎn)符合計(jì)5分；完全符合第二項(xiàng)行為計(jì)1分，比較符合第二項(xiàng)行為計(jì)2分，有點(diǎn)符合計(jì)3分；項(xiàng)目所描述的情景從未發(fā)生或幼兒的行為表現(xiàn)不在項(xiàng)目描述范圍內(nèi)，計(jì)4分。問卷由父母親分別填寫，父子依戀和母子依戀問卷總的Cronbach’s α系數(shù)分別為0.70、0.72。

2.3 研究程序

研究者利用周末嬰幼兒及其父母到早教機(jī)構(gòu)參加親子活動(dòng)的時(shí)間發(fā)放紙質(zhì)問卷。問卷采用匿名方式，由父親、母親分開填寫。

3 結(jié)果

3.1 共同方法偏差檢驗(yàn)

采用Harman單因子檢驗(yàn)法進(jìn)行共同方法偏差檢驗(yàn)（周浩, 龍立榮, 2004）。結(jié)果表明，父親問卷特征值大于1 的因子共16個(gè)，其中第一因子的變異解釋率為32.42%，小于40%的臨界標(biāo)準(zhǔn)，母親問卷特征值大于1的因子共22個(gè)，第一因子的變異解釋率為12.81%，低于40%的臨界標(biāo)準(zhǔn)。因此數(shù)據(jù)不存在嚴(yán)重的共同方法偏差。

3.2 描述性統(tǒng)計(jì)與相關(guān)分析

相關(guān)分析結(jié)果顯示，父親婚姻滿意度、父親參與、父子依戀、母子依戀和嬰幼兒社會(huì)-情緒能力兩兩顯著正相關(guān)；嬰幼兒月齡和性別均與父子依戀、父親參與和社會(huì)-情緒能力無關(guān)（見表1）。

3.3 父親婚姻滿意度與嬰幼兒社會(huì)-情緒能力的關(guān)系及鏈?zhǔn)街薪樾?yīng)檢驗(yàn)

運(yùn)用SPSS22.0中的PROCESS插件進(jìn)行鏈?zhǔn)街薪椋∕odel 6）檢驗(yàn)。由于相關(guān)分析結(jié)果表明嬰幼兒月齡和性別均與父子依戀、父親參與和社會(huì)-情緒能力無關(guān)，而母子依戀與父子依戀、父親參與和社會(huì)-情緒能力均相關(guān)，因此將母子依戀作為控制變量，分析父親婚姻滿意度對(duì)嬰幼兒社會(huì)-情緒能力的直接效應(yīng)、父子依戀和父親參與的中介效應(yīng)。見表2。

結(jié)果顯示，父親婚姻滿意度顯著正向預(yù)測(cè)嬰幼兒社會(huì)-情緒能力（β=0.31,p＜0.001）、父子依戀（β=0.21,p＜0.001）和父親參與（β=0.46,p＜0.001），父子依戀顯著正向預(yù)測(cè)父親參與（β=0.22,p＜0.001）。將父子依戀和父親參與共同納入回歸方程后，父親婚姻滿意度（β=0.09,p＞0.05）和父子依戀（β=0.02,p＞0.05）均無法顯著預(yù)測(cè)嬰幼兒社會(huì)-情緒能力，只有父親參與能夠顯著預(yù)測(cè)嬰幼兒社會(huì)-情緒能力（β=0.42,p＜0.001）。這表明在父親婚姻滿意度對(duì)嬰幼兒社會(huì)-情緒能力的影響中，父子依戀和父親參與起完全中介效應(yīng)。

進(jìn)一步分析顯示，總中介效應(yīng)值為0.221，由三條路徑的間接效應(yīng)組成：間接效應(yīng)1，父親婚姻滿意度→父子依戀→社會(huì)-情緒能力，置信區(qū)間包含0，說明該路徑的間接效應(yīng)不顯著；間接效應(yīng)2，父親婚姻滿意度→父親參與→社會(huì)-情緒能力，該路徑的間接效應(yīng)顯著；間接效應(yīng)3，父親婚姻滿意度→父子依戀→父親參與→社會(huì)-情緒能力，該路徑的間接效應(yīng)顯著（見表3）。以上結(jié)果表明，父子依戀和父親參與在父親婚姻滿意度與嬰幼兒社會(huì)-情緒能力之間起鏈?zhǔn)街薪樽饔玫募僭O(shè)成立（見圖2）。三個(gè)間接效應(yīng)分別占總效應(yīng)的1.60%、62.58%、6.39%，總間接效應(yīng)占總效應(yīng)的70.57%。

圖 2 鏈?zhǔn)街薪闄z驗(yàn)?zāi)Ｐ?/p>

表 1 各變量的描述性統(tǒng)計(jì)與相關(guān)分析結(jié)果

表 2 各變量的回歸關(guān)系分析

表 3 中介效應(yīng)分析

4 討論

4.1 父親婚姻滿意度對(duì)嬰幼兒社會(huì)-情緒能力的直接效應(yīng)

本研究發(fā)現(xiàn)，父親婚姻滿意度和嬰幼兒社會(huì)-情緒能力顯著正相關(guān)，且父親婚姻滿意度對(duì)嬰幼兒社會(huì)-情緒能力具有顯著正向預(yù)測(cè)作用。這與以往大部分研究結(jié)果一致（梁宗保 等, 2016; McCoy et al., 2013）。父親在婚姻關(guān)系中體驗(yàn)到的沖突、壓力和疲勞，會(huì)遷移到父親對(duì)幼兒消極情緒的反應(yīng)方式中，從而導(dǎo)致幼兒的焦慮、害羞、退縮等內(nèi)化行為問題，攻擊、違紀(jì)等外化行為問題，以及同伴沖突、低社交能力、低學(xué)業(yè)成就等適應(yīng)不良問題；而和諧婚姻關(guān)系所帶來的積極家庭環(huán)境能夠在父親履行家庭養(yǎng)育責(zé)任中提供情感支持和工具支持（楊青青, 李曉巍, 2018）?；橐鰸M意度較高的父親更傾向于積極解決問題，為嬰幼兒提供正向示范，嬰幼兒則在模仿的過程中發(fā)展社會(huì)-情緒能力。

4.2 父親參與的中介作用

本研究發(fā)現(xiàn)父親婚姻滿意度通過父親參與的單獨(dú)中介作用對(duì)嬰幼兒社會(huì)-情緒能力產(chǎn)生影響。這一結(jié)果支持了以往研究（李曉巍, 魏曉宇, 2017;Lui et al., 2020; Zhang et al., 2021）。家庭系統(tǒng)理論的“溢出假說”認(rèn)為，家庭是由相互影響的子系統(tǒng)組成，在一個(gè)系統(tǒng)中產(chǎn)生的情感可能在另一個(gè)系統(tǒng)中表現(xiàn)和表達(dá)（Cox & Paley, 1997）。雖然婚姻關(guān)系從屬于夫妻子系統(tǒng)，但在家庭壓力視角的溢出機(jī)制觀點(diǎn)中，夫妻子系統(tǒng)內(nèi)的情緒和行為也會(huì)遷移到父母子系統(tǒng)中（Erel & Burman, 1995）。因此，反映婚姻關(guān)系和質(zhì)量的婚姻滿意度也可能是導(dǎo)致父親參與家庭養(yǎng)育的關(guān)鍵因素之一。高水平的婚姻滿意度能激發(fā)父親參與家庭養(yǎng)育的主動(dòng)性，能夠從緩解母親育兒壓力、承擔(dān)家庭育兒職責(zé)的角度出發(fā)，積極參與嬰幼兒早期的生活照護(hù)、陪伴游戲等養(yǎng)育活動(dòng)，而這類養(yǎng)育活動(dòng)能夠及時(shí)并適當(dāng)?shù)貙?duì)嬰幼兒的需求做出反應(yīng)，嬰幼兒在父親的支持和接受下自由表達(dá)和討論情緒，這就構(gòu)成了嬰幼兒獲得適應(yīng)性情緒調(diào)節(jié)技能的基礎(chǔ)（Fearon & Belsky, 2004）。因此，父親婚姻滿意度通過父親參與影響嬰幼兒社會(huì)-情緒能力的模型路徑具有合理性。

4.3 父子依戀和父親參與的鏈?zhǔn)街薪樽饔?/h3>

本研究發(fā)現(xiàn)，父子依戀和父親參與在父親婚姻滿意度對(duì)嬰幼兒社會(huì)-情緒能力的影響中起鏈?zhǔn)街薪樽饔?。以往研究表明，享有支持性婚姻關(guān)系的父母，在家庭中更愿意表達(dá)積極情緒，更有可能與子女構(gòu)建起安全的高質(zhì)量依戀關(guān)系，從而也更有能力以敏感與合作方式參與家庭養(yǎng)育（楊青青, 李曉巍, 2018）。而沖突性的婚姻關(guān)系則可能導(dǎo)致父母消耗心理和情感資源，在處理婚姻矛盾中不自覺地暴躁和不耐煩，無法在情感上與子女構(gòu)建安全依戀，從而對(duì)養(yǎng)育參與的頻率和質(zhì)量造成消極影響（Bernier et al., 2014）。在父親參與模型中，高質(zhì)量的安全依戀可以通過高水平的父親參與為嬰幼兒早期提供社會(huì)交往、情緒理解和表達(dá)等行為示范提升其社會(huì)-情緒能力（Fernandes et al.,2020; Mo et al., 2021）。因此，父親婚姻滿意度通過父子依戀→父親參與繼而影響嬰幼兒社會(huì)-情緒能力的模型路徑具有合理性。

值得注意的是，引入父子依戀和父親參與兩個(gè)中介變量后，父親婚姻滿意度對(duì)嬰幼兒社會(huì)-情緒能力的直接作用不顯著，表明父親婚姻滿意度作為遠(yuǎn)端環(huán)境變量，對(duì)嬰幼兒社會(huì)-情緒能力的影響需要通過父子建立安全依戀關(guān)系以及父親高頻率參與教養(yǎng)的“橋梁”作用才能達(dá)成。本研究中，父子依戀的單獨(dú)中介作用沒有發(fā)揮。產(chǎn)生這一結(jié)果的原因可能是本研究的對(duì)象為城市1～3歲嬰幼兒家庭，這一階段的嬰幼兒往往由祖輩在家養(yǎng)育，且和父親相比，母親承擔(dān)了更多的照護(hù)責(zé)任（宋雅婷, 李曉巍, 2020）。因此，父子依戀尚未能發(fā)揮出重要作用。而父親參與作為直接與嬰幼兒互動(dòng)的教養(yǎng)實(shí)踐，其作用比較明顯（Brown et al.,2018）。另外，在祖輩共同養(yǎng)育的背景下，可能母子依戀和父子依戀對(duì)兒童的社會(huì)性發(fā)展都不能起決定性作用，嬰幼兒與教養(yǎng)人所構(gòu)建的多重依戀關(guān)系既存在一致性，也有差異，因此可以相互補(bǔ)充或者疊加，共同作用于兒童社會(huì)性發(fā)展（邢淑芬 等, 2016）。今后可以進(jìn)一步探討合作養(yǎng)育背景下父子、母子、祖孫等多重依戀關(guān)系的聯(lián)合效應(yīng)。

綜上，本研究證實(shí)了父親婚姻滿意度對(duì)嬰幼兒社會(huì)-情緒能力產(chǎn)生的積極作用，高水平的婚姻滿意度可以通過外溢效應(yīng)作用于高質(zhì)量父子關(guān)系的構(gòu)建，從而驅(qū)動(dòng)父親積極參與早期教養(yǎng)，助力于嬰幼兒社會(huì)-情緒能力發(fā)展。本研究也拓展了父子依戀與父親養(yǎng)育行為關(guān)系的解釋，被婚姻關(guān)系所影響的父子關(guān)系也是父親參與的預(yù)測(cè)因素。新生兒出生后疊加祖輩參與教養(yǎng)產(chǎn)生的復(fù)雜性，婚姻關(guān)系往往容易被忽略，夫妻雙方應(yīng)共同努力夯實(shí)婚姻關(guān)系這一家庭功能的重要情感基礎(chǔ)。

本研究也存在一些不足。首先，本研究的樣本主要來源于城市家庭，且樣本量不大，未來可擴(kuò)大取樣范圍和數(shù)量，進(jìn)一步探討不同城市、不同經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平以及城鄉(xiāng)差異。其次，本研究所采用的父親參與測(cè)量工具主要考察父親參與的頻次，未來研究可以結(jié)合觀察法，考察父親參與質(zhì)量的作用。再次，母親婚姻滿意度和母親參與，以及祖輩參與和祖輩-父輩共同養(yǎng)育等因素也可能是影響父子依戀和父親參與中介關(guān)系的重要因素，未來可以納入到模型中加以驗(yàn)證。

5 結(jié)論

（1）父親婚姻滿意度與嬰幼兒社會(huì)-情緒能力呈顯著正相關(guān)；（2）父親參與在父親婚姻滿意度與嬰幼兒社會(huì)-情緒能力之間起中介作用；（3）父子依戀和父親參與在父親婚姻滿意度與嬰幼兒社會(huì)-情緒能力之間起鏈?zhǔn)街薪樽饔谩?/p>