父亲协同教养对儿童学校适应的影响：父子依恋的中介作用*

谢瑞波 王 蝶 丁 菀 李伟健 李新宇

(浙江师范大学教师教育学院，金华 321004)

1 引言

学校适应是儿童在学校背景下愉快地参与学校活动并取得学业成功的程度（Ladd, Kochenderfer, &Coleman, 1997）。研究者通常从积极和消极两方面来考察儿童的学校适应，积极方面是指儿童的社会能力，包括人际技能、自我管理技能和学业技能等内容；消极方面是指儿童的反社会行为，包括敌意、攻击和破坏等内容（李辉, 胡金连, 方晓义, 蔺秀云, 2009）。良好的学校适应有利于儿童学业的顺利完成、同伴关系的维系和社会价值的获得等社会性能力的培养（Gilliam & Zigler, 2000）。然而，目前我国小学儿童的学校适应不良问题较为普遍（卢富荣, 刘丹丹, 李杜芳, 王耘, 2018），其中严重适应不良的儿童占7%至12%，轻度适应不良儿童的占比高达20%至42%（高丽, 于冬, 2010）。因此，深入考察小学儿童学校适应的影响因素及其内在机制具有重要意义。

已有研究考察了影响儿童学校适应的个体人格特质（陈英敏等, 2019）、学校氛围（张光珍, 梁宗保, 邓慧华, 陆祖宏, 2014）、师生关系（熊红星,刘凯文, 张璟, 2020）和亲子关系（凌辉, 黎任水, 张建人, 李光程, 皮丹丹, 2019）等因素的作用，尚未有研究从父亲视角出发，考察父亲教养对儿童学校适应的影响及机制。相比于母亲在儿童情绪发展中的“心灵港湾”作用（Qu et al., 2020），父亲作为儿童的“安全基地”，对儿童学校适应等社会性能力的发展可能具有更加重要的作用（Leidy,Schofield, & Parke, 2013）。以往研究发现，父亲教养对于儿童完成从家庭内部走向外部世界的转变至关重要（Bögels & Phares, 2008）。然而，在家庭教育中，母亲一直以来被认为是教养孩子的主体，父亲更多是通过协同配合母亲的方式教养孩子（Carlson & Magnuson, 2011），因此，父亲教养常常受到忽视。Maccoby，Depner和Mnookin（1990）针对离婚后父母如何继续共同养育孩子的问题，首次提出了“协同教养”一词（Maccoby et al., 1990），研究者开始关注离婚父亲对孩子的教养职责。此后，McHale和Kuersten-Hogan（2004）将协同教养迁移到非离婚的普通双亲家庭中，由此长期被忽视的父亲协同教养开始受到重视。父母协同教养属于由父、母、子三方共同组成的协同教养子系统，具体是指在教养儿童的过程中，家庭中承担教养责任的成人（父亲和母亲）相互协作所构成的联盟（刘畅, 伍新春, 2015; McHale, Lauretti,Talbot, & Pouquett, 2002），也是承担父母角色的个体相互作用的方式（Feinberg, 2003）。父亲协同教养特指父亲在教养孩子的过程中所表现出来的支持或破坏母亲教养目标或行为的总和（刘畅, 伍新春, 2015; McHale, Kuersten-Hogan, Lauretti, &Rasmussen, 2000）。McHale（1997）提出可以从团结、一致、冲突与贬低四个维度对其进行考察。其中，团结和一致行为是积极的协同教养行为，冲突和贬低行为则是消极的协同教养行为（黄彬彬, 邹盛奇, 伍新春, 刘畅, 2019）。

父亲协同教养对儿童学校适应可能具有重要影响。模仿学习理论认为，儿童通过观察父亲对母亲的行为反应而学习了某种特殊的反应方式（Maccoby, 1992）。在父亲协同教养过程中，如果父亲支持母亲的教养决策，则能够为孩子树立良好的榜样，孩子可能会将通过模仿学习到的团结合作的应对方式和交往模式运用到自我管理和与他人的交往中，从而促进儿童的学校适应；相反，如果父亲在与母亲的协同教养中表现出更多的冲突或贬损，则会给孩子提供不良示范，儿童在学校中可能会出现更多的敌意、反社会行为和破坏行为，从而出现学校适应不良（Stright &Bales, 2003; Teubert & Pinquart, 2010）。然而，我国少有实证研究检验父亲协同教养对儿童学校适应的影响。因此，本研究将从积极和消极协同教养两方面系统考察父亲协同教养对儿童社会能力和反社会行为等学校适应的影响。

父亲协同教养除了通过模仿学习机制直接影响儿童学校适应外，还可能通过家庭系统间的溢出效应间接影响儿童学校适应，即协同教养子系统（父亲协同教养）通过父子子系统（父子依恋）间接影响儿童学校适应。家庭系统理论认为，家庭是由相互作用的多个子系统组成（Minuchin,1985）。溢出假说进一步指出，一个“好的”或“差的”家庭子系统可能会溢出到另一个家庭子系统当中（Erel & Burman, 1995; Minuchin, 1985）。因此，由父、母、子组成的三元协同教养子系统，可能会溢出影响父子二元子系统（父子依恋），进而影响儿童的学校适应。基于依恋理论，儿童在与父母的广泛接触和互动交流中形成了亲子依恋关系（Ma & Huebner, 2008）。父子依恋关系的形成和发展会受到父亲协同教养的影响（黄彬彬等, 2019; Zou, Wu, & Li, 2020），而这种依恋关系又会影响儿童未来的学业技能和人际关系等社会性发展（王争艳, 刘迎泽, 杨叶, 2005; Neppl,Wedmore, Senia, Jeon, & Diggs, 2019）。研究表明，父母之间的合作与积极互动能够促进儿童对父亲或母亲的安全感的建立，从而提高亲子依恋质量；而父母的分歧和争论会引起儿童的内部失调及对家庭的不安全感，从而降低亲子依恋程度（Caldera & Lindsey, 2006; Parry, Davies, Sturge-Apple, & Coe, 2020）。另有研究指出，父亲积极协同教养能正向预测父子依恋（Zou et al., 2020）。此外，较好的父子依恋可以正向预测儿童的社会能力（Zhang, 2013），较差的父子依恋可负向预测学龄儿童在校的课堂参与（McHale, Fivaz-Depeursinge,Dickstein, Robertson, & Daley, 2008）。因此本研究推测，父亲协同教养可能会通过父子依恋影响儿童的学校适应。

综上，本研究拟以我国小学儿童为研究对象，检验父亲的积极和消极协同教养对儿童学校适应的预测作用，并考察父子依恋在二者之间的中介作用。考虑到儿童性别（McKinney, Milone, &Renk, 2011）和家庭经济状况（Mack & Gee, 2018）可能会影响儿童学校适应，本研究将儿童的性别和家庭社会经济地位变量纳入模型进行控制，并提出如下假设模型。见图1。

图1 研究假设模型

2 研究方法

2.1 被试

采用整群抽样法，选取了安徽省宿州市三所小学中892名四年级学生为被试，被试年龄为9～11岁，平均年龄为9.54岁（SD=0.72岁），其中男生540名，女生342名，未报告性别的儿童10名。

2.2 研究工具

2.2.1 父亲协同教养问卷

采用McHale（1997）编制，刘畅、伍新春和邹盛奇（2017）修订的父母协同教养问卷青少年评价版中的父亲卷。问卷包括29个项目，分为团结、一致、冲突与贬低四个维度，采用7点计分，1表示“从不”，7表示“总是”，每个维度得分越高表示该行为越多。本研究中，父亲协同教养问卷各维度的Cronbach’s α系数在0.92和0.95之间，验证性因素分析表明：χ2/df=6.449，CFI=0.907，TLI=0.899，RMSEA=0.078。

2.2.2 父子依恋问卷

采用由Armsden和Greenberg（1987）编制，金灿灿、邹泓、曾荣和窦东徽（2010）修订的父子依恋分问卷。分问卷包括15个项目，分为信任、沟通和疏离三个维度，采用5点计分，1表示“完全不符合”，5表示“完全符合”。父子依恋总分为信任和沟通两个维度得分之和减去疏离维度的得分。本研究中，父子依恋问卷的Cronbach’s α系数为0.81，验证性因素分析表明：χ2/df=4.212，CFI=0.953，TLI=0.938，RMSEA=0.060。

2.2.3 中小学生学校适应行为量表

采用Merrel（1998）编制，蔺秀云、方晓义、李辉、刘朝莹和杨志稳（2006）修订的中小学生学校适应行为量表，共65个项目，包括社会能力与反社会行为两个方面。其中社会能力包括人际技能、自我管理技能和学业技能三个维度；反社会行为包括敌意（易怒）、反社会（攻击）和破坏（苛求）三个维度。采用5点计分，1表示“从未发生”，5表示“经常发生”。本研究中，该量表中各维度的Cronbach’s α系数在0.81和0.90之间，验证性因素分析表明：χ2/df=3.258，CFI=0.865，TLI=0.856，RMSEA=0.050。

2.3 研究过程与数据处理

在测试之前，本研究已得到校长和老师的同意，并征得儿童父母的书面同意。所有问卷均采用团体测试，每个班级的施测均由经过专业培训的心理学研究生担任主试，并在班主任的协助下施测。数据回收后，采用SPSS25.0和Mplus8.0进行统计分析。

2.4 共同方法偏差

采用Harman单因素检验法对所有变量包含的项目进行未旋转的主成分因素分析（周浩, 龙立荣,2004）。结果发现，特征根大于1的因子有16个，第一个因子的变异解释率为20.95%，低于40%的临界标准，可认为本研究不存在明显的共同方法偏差问题。

3 结果

3.1 父亲协同教养、父子依恋与儿童学校适应之间的相关分析

相关分析结果表明（见表1），父亲积极协同教养各维度与父子依恋、儿童社会能力各维度呈显著正相关，与儿童反社会行为各维度呈显著负相关，与父亲消极协同教养各维度的相关不显著；父亲消极协同教养各维度与儿童反社会行为各维度呈显著正相关，与父子依恋、儿童社会能力各维度呈显著负相关；父子依恋与儿童社会能力各维度呈显著正相关，与儿童反社会行为各维度呈显著负相关。

表1 各变量的描述性统计和相关系数

3.2 父子依恋在父亲协同教养与儿童学校适应之间的中介作用检验

在进行中介效应检验之前，本研究控制了儿童性别和家庭社会经济地位，以父亲协同教养为自变量，儿童社会能力和反社会行为为因变量，检验父亲协同教养对儿童社会能力和反社会行为的直接效应。结果显示，模型拟合良好（χ2/df=3.751, CFI=0.979, TLI=0.970, RMSEA=0.056）；父亲积极协同教养正向预测儿童社会能力（β=0.49,p<0.001），负向预测儿童反社会行为（β=−0.22,p<0.001）；父亲消极协同教养正向预测儿童反社会行为（β=0.54,p<0.001），负向预测儿童社会能力（β=−0.10,p<0.05）。

为进一步考察父亲协同教养对儿童学校适应的作用机制，本研究以直接效应模型为基础，将父子依恋作为中介变量纳入模型中进行检验（见图2）。结果显示，模型拟合良好（χ2/df=3.918, CFI=0.975, TLI=0.965, RMSEA=0.057）；父亲积极协同教养正向预测儿童社会能力和父子依恋（β=0.41,p<0.001; β=0.55,p<0.001），对儿童反社会行为的预测作用不显著（β=0.003,p>0.05）；父亲消极协同教养负向预测儿童社会能力和父子依恋（β=−0.18,p<0.001; β=−0.27,p<0.001），正向预测儿童反社会行为（β=0.49,p<0.001）；父子依恋正向预测儿童社会能力（β=0.14,p<0.01），负向预测儿童反社会行为（β=−0.19,p<0.001）。此外，性别（男=0,女=1）仅对儿童社会能力具有显著的预测作用（β=0.07,p=0.04），家庭社会经济地位对儿童学校适应无预测作用（ps>0.05）。

图2 父子依恋在父亲协同教养与儿童学校适应之间的中介模型

采用偏差校正百分位Bootstrap检验，进行中介效应分析（温忠麟, 叶宝娟, 2014）。结果显示（见表2），父子依恋在父亲积极和消极协同教养与儿童社会能力间的中介效应的95%置信区间分别为[0.03, 0.12]和[−0.06, −0.01]，均不包含0，中介效应显著；父子依恋在父亲积极和消极协同教养与儿童反社会行为间的中介效应的95%置信区间分别为[−0.16, −0.06]和[0.03, 0.08]，均不包含0，中介效应显著。说明父子依恋在父亲积极和消极协同教养与儿童学校适应之间均起中介作用。

表2 对中介效应的显著性检验及中介效应值

4 讨论

本研究通过构建结构方程模型，考察了父亲协同教养对儿童学校适应的影响及其机制。对直接效应模型的检验发现：父亲积极协同教养显著正向预测儿童社会能力，显著负向预测儿童反社会行为；父亲消极协同教养显著正向预测儿童反社会行为，显著负向预测儿童的社会能力。在协同教养过程中，如果父亲支持母亲的教养决策，与母亲表现出一致的教养行为，会对儿童产生积极的影响，儿童在学校里将出现更高的社会能力和更少的反社会行为。相反，如果父亲与母亲协同教养过程中，表现出更多的冲突或贬损，会对儿童产生消极影响，儿童在学校里则会出现更低的社会能力和更多的反社会行为。结果支持了Feinberg（2003）的协同教养生态模型，表明父亲协同教养对儿童学校适应具有重要影响。此外，本研究结果还支持和推进了模仿学习理论在家庭教育中的适用性。模仿学习理论认为，父亲在协同教养中展现出来的积极行为会为儿童提供榜样作用（Wiese & Freund, 2011），儿童可通过观察学习父亲（榜样）良好的社会交往技能，从而促进儿童社会能力的发展；相反，父亲在协同教养中表现出来的消极行为会为儿童提供不良示范作用，儿童可能通过观察模仿父亲处理问题时使用的冲突或暴力行为模式，内化并迁移到与同伴和教师的相处之中，阻碍社会能力的发展，且出现更多的反社会行为。

此外，本研究还发现父子依恋在父亲协同教养与儿童学校适应之间起中介作用。当父亲协同教养越积极（团结、一致），儿童的父子依恋程度越高，更能够促进儿童社会能力发展和抑制儿童反社会行为；相反，父亲协同教养越消极（冲突、贬低），儿童父子依恋程度越低，会抑制儿童社会能力的发展并引发儿童更多的反社会行为。这一结果说明家庭系统中的协同教养子系统的行为可以溢出转移到父子子系统，即父亲协同教养可以通过父子依恋影响儿童学校适应，支持了家庭系统理论的溢出假说（Erel & Burman, 1995;Minuchin, 1985）。此外，本研究结果还为Bowlby（1977）的依恋理论提供了支持，具体而言，父亲在协同教养过程中表现出团结、一致等积极行为提高了家庭凝聚力，有利于父子依恋关系的建立（McHale, 1997; Neppl et al., 2019），进而促进儿童学校适应；相反，父亲出现与母亲发生冲突或贬低母亲等消极行为，会在一定程度上削弱父亲的可靠性和权威性（刘畅, 伍新春, 陈玲玲, 2014;Martin, Sturge-Apple, Davies, Romero, & Buckholz,2017），不利于父子依恋关系的发展，进而阻碍儿童学校适应。

本研究从父亲视角出发揭示了父亲协同教养对儿童学校适应的影响，及父子依恋在其中的中介效应，不仅具有重要的理论价值，支持了协同教养生态模型、模仿学习理论和依恋理论，还具有十分重要的实践意义。本研究结果解释了实际生活中常见的现象−经常在孩子面前，指责和贬低妻子的父亲往往会培养出攻击性强和没有安全感的孩子，而尊重理解妻子的父亲会培养出自律且有责任感的孩子，正所谓“有其父，必有其子”。因此，在养育孩子过程中，父亲要提高协同教养水平，尽量避免贬低母亲或与母亲发生冲突；在孩子面前尽量支持母亲的教养决策，表现出与母亲一致的教养行为，发挥父亲在儿童教养中的积极作用。此外，本研究发现家庭因素是影响儿童学校适应的重要因素之一。因此，当儿童在学校生活中出现适应不良时，父亲可以在家庭教育中表现出更多的积极协同教养行为，提高父子依恋程度，从而改善儿童学校适应不良状况，提升儿童心理健康水平。

本研究还存在一些不足，未来研究有待进一步完善。第一，虽然父亲对儿童社会能力和反社会行为的影响可能会更高，但是本研究中并没有将母亲纳入模型中进行检验和对比，未来研究可以考虑同时考察并比较父亲和母亲协同教养对儿童学校适应的影响。第二，本研究中父亲积极协同教养和消极协同教养之间相关不显著，可能的原因是有些家庭中父亲的积极协同教养和消极协同教养之间是拮抗关系，而有些家庭中父亲既采取积极协同教养也会使用消极协同教养。未来研究可考虑区分父亲协同教养的具体类别，进一步深入考察不同类别的父亲协同教养对儿童学校适应的影响。第三，研究对象均为四年级小学生，样本代表性有限，未来研究可以跨年级采集各个阶段儿童学校适应的数据，进一步提高研究结果的可推广性。第四，本研究采用横断研究设计，难以说明变量之间的因果关系，未来研究可以通过纵向研究设计和交叉滞后分析，进一步考察父亲协同教养与儿童学校适应之间的因果关系。

5 结论

（1）父亲积极协同教养能直接促进儿童社会能力，父亲消极协同教养能直接增加儿童反社会行为，也能直接阻碍儿童社会能力发展。（2）父亲积极和消极协同教养都能通过父子依恋的中介作用预测儿童的社会能力和反社会行为。