幼儿父母的原生家庭对其协同教养的影响：人际间变量及性别一致性的调节作用

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(北京师范大学 心理学院，北京 100875)

一、问题提出

伴随着父亲教养角色的重视和家庭系统理论的影响，亲职教育的研究逐渐发展为重视父母在教养子女时的联盟关系。协同教养(coparenting)概念的提出，体现了父母组成的亲职子系统在教养子女过程中的结盟与互动。广义上说，协同教养指家庭中两个以上的成人对一个儿童的成长所共同承担的责任[1]。聚焦在父母的教养行为时，协同教养可界定为父母支持或不支持另一方的教养行为。支持的行为指合作、重复、补充、同意帮助；不支持的行为指拒绝帮助、情绪性反对、事件性反对等[2]。

父母的协同教养不仅影响儿童的人格及社会能力的发展，而且影响儿童日后如何为人父母。根据社会学习理论，在儿童早期阶段，父母教养的态度以及行为是儿童观察和模仿学习的对象，父母为儿童提供了榜样。儿童在成年之后，会模仿学习儿童期父母的“榜样”，教养自己的孩子。研究发现，无论是父母对子女的虐待、暴力的消极教养行为，还是支持、敏感性的积极教养行为，都存在代际传递[3-6]。原生家庭作为个体成长的重要场所，其教养方式会塑造个体日后为人父母的教养参考架构[7]，但已有研究只发现了原生家庭协同教养会影响母亲的协同教养行为[8-9]，而父亲教养投入领域的研究却发现了原生家庭的父亲教养投入会影响新生家庭的父亲教养投入的程度[7]。既然父亲沿袭了原生家庭的教养行为，那么在新生家庭中，父亲与母亲的协同教养是否也会受到原生家庭的影响,还有待进一步研究。

如果无论父亲还是母亲，其原生家庭协同教养都能够预测新生家庭的协同教养，那么在这两者的关系中，是否存在中间变量的影响？根据生命进程理论，人的发展动态性决定了个体在与原生家庭、亲属、朋友等社会网络的不断互动中发展变化，个体在早期亲子互动的背景下发展出来的有关自我和他人内在表征的内部工作模型可能会被修正，这种修正会促进或阻碍个体沿袭原生家庭的协同教养模式。因此，亲友关系尤其是和原生家庭的关系可能会影响协同教养的代际传递。另一方面，家庭系统理论应用于家庭研究的一个基本指导原则就是家庭成员之间的相互影响。父母协同教养是个体与夫妻子系统中另一方的互动行为，因此婚姻关系是影响协同教养的重要中间变量。即使个体的原生家庭具有较高的支持性协同教养行为，而个体又模仿学习了这种高支持性的协同教养，但如果其与配偶的婚姻不和谐，则极有可能阻碍个体在新生家庭中的支持性协同教养行为。已有研究发现，婚姻关系在原生家庭的教养行为与新生家庭的教养行为的关系中不存在调节作用[10]。教养行为是父亲或母亲单方的亲子互动，对于需要父母协作的协同教养而言，婚姻满意度是否能够调节原生家庭对新生家庭的协同教养的影响，有待进一步验证。此外，协同教养不仅融入了夫妻关系，也包含了父母与儿童的互动，因此父母的协同教养也会受到儿童因素的反作用。以往研究发现，父母的协同教养行为会受到儿童性别的影响[8,11]。那么，父母在教养与自己同性别的孩子时,是否会更多地模仿原生家庭的协同教养模式，而在教养与自己不同性别的孩子时，较少地沿袭或模仿原生家庭的模式呢？最后，以往研究表明父母的社会经济地位与协同教养存在显著正相关[11-12]，因此在探讨父母原生家庭对新生家庭协同教养的影响时，首先要考虑父母的社会经济地位的作用，控制其影响。

为此，本研究拟以3-6岁儿童的父母为研究对象，在控制父母的社会经济地位的基础上，探讨原生家庭的协同教养对新生家庭协同教养的影响，以及亲友关系、婚姻满意度等人际间变量和新生家庭儿童与父母性别一致性的调节作用。

二、研究方法

(一)研究对象

在河南、辽宁的4所幼儿园发放父亲和母亲问卷各450份，删除无原生家庭数据及问题样本，父亲和母亲的有效问卷为210份和203份。其中,父亲的平均年龄为34.33±4.12岁；母亲的平均年龄为32.17±3.54岁。父亲样本中，有男孩的父亲106人，占50.5%;有女孩的父亲104人，占49.5%。母亲样本中，有男孩的母亲103人，占50.7%；有女孩的母亲100人，占49.3%。

(二)研究工具

1.人口统计学变量调查表。对父亲和母亲的人口统计学信息进行测查，包括父母的年龄、职业、受教育水平、主观收入水平以及儿童的性别等。

2.父母协同教养及原生家庭协同教养问卷。该问卷是在Stright和 Bales[9]编制的原生家庭父母协同教养问卷和父母协同教养的关系感知问卷基础上，根据中国父母的情况修订而成的。修订后，父母协同教养问卷包括7个支持性题目和7个不支持性题目；原生家庭协同教养问卷包括6个支持性题目和6个不支持性题目。问卷采用5点计分，其中1代表“从不”，5代表“总是”。通过对不支持性题目的反向计分和计算平均分，得出父母协同教养及原生家庭协同教养得分，得分越高说明支持性协同教养水平越高。父亲和母亲协同教养问卷的内部一致性系数均为0.78；父亲和母亲原生家庭协同教养问卷的内部一致性系数均为0.85。问卷修订后结构效度良好，验证性因素分析的拟合指数见表1。

表1 协同教养问卷验证性因素分析拟合指标

3. 亲友关系及婚姻满意度问卷

亲友关系及婚姻满意度问卷[13]是Olson婚姻质量问卷的子问卷。亲友关系及婚姻满意度问卷各包括10个条目，采用5点计分，1为“确实是这样”，5为“确实不是这样”，通过对负性条目反向计分来加和总分。亲友关系问卷评分高表示夫妻双方与亲友关系和谐；评分低表示与亲友间存在潜在的冲突。婚姻满意度问卷得分高表明婚姻关系大多数方面是和谐与满意的；评分低表示对婚姻不满意。父亲和母亲的亲友关系问卷的内部一致性系数分别为0.54和0.57；婚姻满意度问卷的内部一致性系数分别为0.81和0.86。

(三)研究程序与数据处理

问卷由幼儿园集体发放，儿童带回家请父亲或母亲填答完毕后交回。为防止父亲和母亲同时作答造成无关变量的干扰，每个家庭只填写一份父亲或母亲的调查问卷。数据采用SPSS16.0、Lisrel8.7进行处理和分析。

三、研究结果

(一)父母协同教养及原生家庭协同教养的特点

1.父母协同教养及原生家庭协同教养的一般特点。父母协同教养及原生家庭协同教养的问卷题项得分的全距为1-5，中数为3，得分越高说明支持性协同教养行为越多,具体结果见表2。

表2 父母协同教养及原生家庭协同教养得分

结果表明，父亲和母亲的协同教养得分均显著高于中值(T父亲=23.30,T母亲=20.27,p<0.001)，说明父亲和母亲的协同教养状况较好；原生家庭协同教养得分也都显著高于中值(T父亲原生=20.04,T母亲原生=19.56,p<0.001)，说明被试样本的父亲和母亲的原生家庭也拥有良好的协同教养品质。

2.社会经济地位与父母协同教养的关系。分别以父亲和母亲的受教育水平、职业、收入情况为自变量，父母协同教养为因变量，进行单因素方差分析，结果见表3。

结果表明，父亲和母亲的受教育水平与职业、母亲的收入情况在协同教养行为上，不存在显著差异(p>0.05)；父亲的收入情况在协同教养行为上主效应显著(F(2,207)=3.95,p<0.05)。事后多重比较(LSD)发现，收入充裕的父亲的协同教养行为显著高于收入刚好够用及收入低的父亲协同教养行为(p<0.05)。这说明与收入刚好够用及收入低的父亲相比，收入充裕的父亲具有更多的支持性协同教养行为。

表3 社会经济地位与父母协同教养的单因素方差分析

注：*p<0.05,**p<0.01,***p<0.001，下同。

(二)父母原生家庭的协同教养对其协同教养行为的影响

父亲和母亲原生家庭协同教养与其新生家庭的协同教养都呈现中等强度的显著正相关(r父亲=0.46,p<0.001;r母亲=0.44,p<0.001)。为进一步检验原生家庭对新生家庭协同教养的预测作用，分别对父亲和母亲协同教养进行回归分析。由于收入情况对父亲协同教养有显著影响，所以将收入情况作为父亲回归分析的协变量，虚拟编码后在第一层纳入回归方程。经统计检验，将具有显著影响的回归分析结果进行整理，见表4(上半部分)。

结果表明，原生家庭协同教养分别正向预测父亲和母亲的协同教养(β父亲=0.45,p<0.001;β母亲=0.44,p<0.001)，说明父亲和母亲的协同教养行为均受到其原生家庭的影响，父母的协同教养行为存在明显的代际传递现象。

表4 原生家庭对协同教养的影响及其调节作用的回归分析

(三)亲友关系、婚姻满意度、性别一致性的调节作用

1.亲友关系、婚姻满意度的调节作用。亲友关系、婚姻满意度为人际间的连续变量，因此采用相同的方法进行检验。首先对自变量原生家庭协同教养和调节变量亲友关系、婚姻满意度进行中心化处理，以降低回归模型中的共线性问题。然后，将自变量与调节变量相乘得到乘积项。使用分层回归分析，采用逐步回归法进行检验。父亲回归方程第一层纳入协变量收入情况;第二层纳入自变量和调节变量；第三层纳入自变量与调节变量的乘积项。母亲回归方程第一层直接纳入自变量和调节变量；第二层纳入自变量与调节变量的乘积项。经统计检验，将具有显著影响的回归分析结果进行整理，见表4(中间部分)。结果表明，父亲的原生家庭协同教养与亲友关系的乘积项、原生家庭协同教养与婚姻满意度的乘积项均未进入回归方程，不存在线性调节作用；亲友关系、婚姻满意度可以调节母亲原生家庭协同教养与新生家庭协同教养的关系(β母亲婚姻=0.15,p<0.01;β母亲亲友=0.14,p<0.05)。

为了说明母亲亲友关系、婚姻满意度的影响方向，分别取亲友关系、婚姻满意度的正负1个标准差作为高低分组，x轴为原生家庭协同教养的正负1个标准差，y轴反映协同教养的估计标准分数，作亲友关系、婚姻满意度的调节作用图，见图1和图2。图1的结果表明，无论是亲友关系和谐的母亲还是亲友关系冲突的母亲，随着原生家庭支持性协同教养的增加，其支持性协同教养都会增加；但在亲友关系和谐的母亲群体中，原生家庭协同教养与其协同教养间存在着更强的正向关系，即与亲友关系冲突的母亲相比，亲友关系和谐的母亲受原生家庭支持性协同教养的影响更大。图2的结果说明，无论是婚姻满意度高的母亲还是婚姻满意度低的母亲，随着原生家庭支持性协同教养的增加，其支持性协同教养都会增加；但在婚姻满意度高的母亲群体中，原生家庭协同教养与其协同教养间存在着更强的正向关系，即与婚姻满意度低的母亲相比，婚姻满意度高的母亲受原生家庭支持性协同教养的影响更大。

图1 母亲亲友关系调节作用

图2 母亲婚姻满意度调节作用

为进一步检验父亲亲友关系、婚姻满意度在原生家庭协同教养对父亲协同教养的预测作用中是否存在非线性调节，分别对亲友关系、婚姻满意度去中心化后的数据进行平方，得到亲友关系、婚姻满意度的二次项。再分别计算中心化后的自变量原生家庭协同教养与亲友关系、婚姻满意度二次项的乘积，得到二次乘积项。使用分层回归分析，采用逐步回归法进行检验。第一层纳入协变量收入情况；第二层纳入自变量和调节变量；第三层纳入自变量与调节变量的乘积项；第四层纳入二次项和二次乘积项。结果发现，亲友关系、婚姻满意度的二次乘积项均未能进入回归方程，说明父亲亲友关系、婚姻满意度在原生家庭协同教养对父亲协同教养的预测作用中也不存在非线性调节。

2.性别一致性的调节作用。为探讨父亲和母亲在教养与自己性别相同或不同的孩子时，原生家庭协同教养对新生家庭协同教养的影响是否有所不同，首先对性别一致性进行虚拟编码。父母与儿童性别一致编码为0，即有男孩的父亲、有女孩的母亲编码为0；性别不一致编码为1，即有女孩的父亲、有男孩的母亲编码为1。以性别一致作为基准组，探讨性别一致性的调节作用。对自变量原生家庭协同教养进行中心化处理后，计算自变量原生家庭协同教养与调节变量性别一致性的乘积项。使用分层回归分析，采用逐步回归法进行检验。父亲回归方程第一层纳入协变量收入情况；第二层纳入自变量和调节变量；第三层纳入自变量与调节变量的乘积项。母亲回归方程第一层直接纳入自变量和调节变量；第二层纳入自变量与调节变量的乘积项。经统计检验，将具有显著影响的回归分析结果进行整理，见表4(最后部分)。结果表明，父亲的原生家庭协同教养与性别一致性的乘积项未进入回归方程，不存在调节作用；性别一致性可以调节母亲原生家庭协同教养与新生家庭协同教养的关系(β母亲性别一致性=0.20,p<0.05)。与有女孩的母亲相比，有男孩的母亲在原生家庭协同教养与新生家庭协同教养间存在更强的正向关系，即相对于有女孩的母亲，有男孩的母亲受原生家庭支持性协同教养的影响更大。

四、结果讨论

(一)原生家庭和新生家庭的协同教养

本研究发现幼儿父母及其原生家庭都有较高的支持性协同教养，与已有研究结果[14-15]相一致。研究发现从儿童15个月大到21个月大，父母之间的不支持性协同教养明显降低[16]。本研究的儿童在3-6岁之间，他们的父亲和母亲通过孕期的准备过程和婴儿期的相互磨合，已经在教养方面达成了较为一致的观点。另一方面，我国具有良好的协同教养传统和文化氛围。“父严母慈”就是一种父母间的互补性合作，父亲和母亲在教育子女的过程中，分别扮演“白脸”和“红脸”的角色。父亲是家庭权威的代表，扮演指挥官和仲裁人；母亲则采取理解或合作的方式，对子女提供照顾，帮助子女克服生活上的困难。

原生家庭协同教养问卷是回溯性的主观评定，可见在本研究的父母认知中，其原生家庭拥有较多的支持性协同教养。本研究的被试样本多出生于上世纪七八十年代，正是中国社会转型的关键期。独生子女政策的实施，让人们更关注儿童的成长和发展，从而在客观上推进了夫妻间的教养合作。

与以往研究中发现的父母的社会经济地位会影响协同教养的结果[12]相一致，父亲的收入水平会影响其协同教养。通常情况下，收入水平较高的父亲具有更好的生活质量，他们会投入更多的时间和精力在家庭生活中。这为父亲和母亲在教养儿童上的交流与合作创造了条件。此外，父亲和母亲的职业、受教育水平都不会影响协同教养，说明父母的职业、受教育水平与协同教养无关。这可能是由于协同教养反映的是父母之间在教养方面的互动与协作，与父母的人格、沟通方式和教养理念等因素相关更高，未来可进一步研究。

(二)原生家庭协同教养对新生家庭协同教养的影响

本研究发现，无论是父亲还是母亲,其原生家庭协同教养都能够正向预测新生家庭协同教养，说明协同教养行为存在代际传递。以往研究只发现了原生家庭对母亲的影响作用[8-9]，本研究不但验证了原生家庭对母亲的影响，而且发现父亲也会受到原生家庭的影响。这说明无论是父亲还是母亲，都会模仿学习其父母的协同教养模式。

根据生命进程理论，儿童期的经历会对个体成为父母之后的行为产生影响。父母在儿童面前的表现，是对儿童最直观的刺激。如果一对父母经常在儿童面前因为教养的问题争吵，儿童则会学习父母的这种行为。儿童长大之后，在与配偶教养孩子的过程中，就会表现出与其父母相似的行为。在现实生活中，父母通常只关注自己的教养行为对儿童的影响，可能从未想过这种影响会传递下去，进而影响到第三代。而本研究的这一发现提示我们原生家庭影响的重要性，父母的协同教养不仅会影响儿童的成长和发展，甚至会影响到儿童在成为父母之后的协同教养行为。父母的协同教养为儿童为人处世的态度或行为提供了示范，到儿童成为父母的时候，他们会模仿学习其父母的行为。

(三)亲友关系、婚姻满意度在协同教养代际传递中的调节作用

婚姻满意度、亲友关系都是人际间变量。对于父亲而言，人际间变量不会调节原生家庭对其协同教养的影响。这可能是由于婚姻的指向对象是配偶，而协同教养的指向对象是儿童，父亲能够理性地意识到这两者的不同。在与母亲的协同教养过程中,父亲能够进行角色身份的转化。与婚姻满意度相似，在对男性的访谈中，他们表示对原生家庭协同教养的评估并不会受到自己与原生家庭关系的影响。他们认为，即使自己与原生家庭或其他人的关系不好，也不会影响自己对事件的判断。在父母教养行为的代际传递研究中，父亲的不同教养行为的中间变量是不同的[6]。这提示我们，父亲协同教养的代际传递可能受到其他非人际间变量的影响。

而母亲协同教养的代际传递，因亲友关系、婚姻关系等人际间变量的调节作用而有所不同。这与以往研究发现婚姻关系是教养行为的代际传递的中间变量的结果相一致[17]。这可能是由于母亲很难区分婚姻关系与协同教养的指向对象不同，在两种情境中都认为其交流与沟通的对象是配偶。没有良好的婚姻关系作为基础，母亲对于原生家庭支持性的协同教养的沿袭会受到阻碍。这也提示婚姻关系的重要性，婚姻满意度高的母亲会更多地表现出习得的原生家庭的支持性协同教养行为。此外，正如社会学习理论所言，在模仿学习过程中，榜样的特点也会影响到学习者的学习效果。母亲如果亲友关系和谐，与原生家庭的关系融洽，对于原生家庭支持性的协同教养也会学习得更多。生命过程理论和依恋的内部工作模型都可为亲友关系和婚姻满意度的调节作用提供解释。母亲虽然会受其原生家庭协同教养的影响，但在其成长及与配偶、亲友的互动过程中，会不断地修正自己的内部工作模型。亲友关系和谐、婚姻满意度高的母亲在修正内部工作模型的过程中，获得了更多的支持，因而受原生家庭支持性协同教养的影响更大。

父亲在学习原生家庭协同教养的过程中较不易受到人际间变量的干扰；而母亲在学习原生家庭协同教养的过程中，通过人际间变量的作用，可以增强或者削弱代际传递的作用。因此，在养育男孩的过程中，父母应更加注意自己的教养行为，父母对男孩的影响更稳定。

(四)性别一致性在协同教养代际传递中的调节作用

本研究以性别一致作为基准组，探讨父亲和母亲在教养与自己性别相同或不同的孩子时，协同教养代际传递的影响是否有所不同。父亲在教养男孩或女孩时并不存在差别，都会学习原生家庭的协同教养行为。这可能是由于父亲不认为其父母的协同教养行为与自己的性别有关，无论对于男孩还是女孩，父亲都会沿袭原生家庭的协同教养行为。也就是说，在父亲眼中，并不会因为女孩与自己的性别不同而改变其对原生家庭协同教养的学习。

母亲在学习原生家庭协同教养时却是基于性别的，这提示儿童的性别对于母亲的协同教养具有影响，与以往的研究结果[8,11]相一致。在现实生活中，母亲会因儿童的性别不同而有差别地反映其原生家庭的协同教养。但是，母亲并不是由于女孩与自己性别相同，就更多地学习原生家庭的协同教养；而是对于与自己性别不同的男孩，更多地学习原生家庭支持性的协同教养行为。一方面，这可能是由于受中国传统文化的影响，母亲更重视男孩的教养；另一方面，母亲可能认为父亲作为男性，对于男孩的教养更有发言权，因此,有男孩的母亲会更注重与父亲的互动过程，更多地沿袭了原生家庭的支持性协同教养行为。

五、实践启示

本研究的结果和发现对于父母协同教养的建议与干预具有重要意义。对于父亲而言，原生家庭对其协同教养的影响更为直接稳定，当第三代的男孩成为父亲后也会更多地沿袭其父亲的协同教养行为，说明男性的协同教养具有更强的代际传递。因此,父母在养育男孩的过程中，要尤其注重自己的言行，注意与配偶的互补合作，共同协商子女的养育问题，提供更多的支持性协同教养行为，为男孩树立良好的榜样。在男孩为人父之后，对原生家庭协同教养的沿袭，可以促进支持性协同教养的积极传递。对于母亲而言，良好的人际关系可以促进原生家庭对母亲协同教养的积极影响，而母亲在养育男孩的过程中，会比养育女孩更多地沿袭原生家庭支持性的协同教养行为。因此，建议母亲提高对女孩成长的关注度。在女孩的成长过程中，父母应注重家庭关系和睦，避免在孩子面前发生冲突与争执；营造乐观向上的家庭氛围，积极创造良好的人际环境，以改善女孩的内部工作模式，促使其日后成为支持性协同教养更多的母亲。

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