幼兒父母的原生家庭對其協(xié)同教養(yǎng)的影響：人際間變量及性別一致性的調(diào)節(jié)作用

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(北京師范大學(xué) 心理學(xué)院，北京 100875)

一、問題提出

伴隨著父親教養(yǎng)角色的重視和家庭系統(tǒng)理論的影響，親職教育的研究逐漸發(fā)展為重視父母在教養(yǎng)子女時的聯(lián)盟關(guān)系。協(xié)同教養(yǎng)(coparenting)概念的提出，體現(xiàn)了父母組成的親職子系統(tǒng)在教養(yǎng)子女過程中的結(jié)盟與互動。廣義上說，協(xié)同教養(yǎng)指家庭中兩個以上的成人對一個兒童的成長所共同承擔(dān)的責(zé)任[1]。聚焦在父母的教養(yǎng)行為時，協(xié)同教養(yǎng)可界定為父母支持或不支持另一方的教養(yǎng)行為。支持的行為指合作、重復(fù)、補充、同意幫助；不支持的行為指拒絕幫助、情緒性反對、事件性反對等[2]。

父母的協(xié)同教養(yǎng)不僅影響兒童的人格及社會能力的發(fā)展，而且影響兒童日后如何為人父母。根據(jù)社會學(xué)習(xí)理論，在兒童早期階段，父母教養(yǎng)的態(tài)度以及行為是兒童觀察和模仿學(xué)習(xí)的對象，父母為兒童提供了榜樣。兒童在成年之后，會模仿學(xué)習(xí)兒童期父母的“榜樣”，教養(yǎng)自己的孩子。研究發(fā)現(xiàn)，無論是父母對子女的虐待、暴力的消極教養(yǎng)行為，還是支持、敏感性的積極教養(yǎng)行為，都存在代際傳遞[3-6]。原生家庭作為個體成長的重要場所，其教養(yǎng)方式會塑造個體日后為人父母的教養(yǎng)參考架構(gòu)[7]，但已有研究只發(fā)現(xiàn)了原生家庭協(xié)同教養(yǎng)會影響母親的協(xié)同教養(yǎng)行為[8-9]，而父親教養(yǎng)投入領(lǐng)域的研究卻發(fā)現(xiàn)了原生家庭的父親教養(yǎng)投入會影響新生家庭的父親教養(yǎng)投入的程度[7]。既然父親沿襲了原生家庭的教養(yǎng)行為，那么在新生家庭中，父親與母親的協(xié)同教養(yǎng)是否也會受到原生家庭的影響,還有待進一步研究。

如果無論父親還是母親，其原生家庭協(xié)同教養(yǎng)都能夠預(yù)測新生家庭的協(xié)同教養(yǎng)，那么在這兩者的關(guān)系中，是否存在中間變量的影響？根據(jù)生命進程理論，人的發(fā)展動態(tài)性決定了個體在與原生家庭、親屬、朋友等社會網(wǎng)絡(luò)的不斷互動中發(fā)展變化，個體在早期親子互動的背景下發(fā)展出來的有關(guān)自我和他人內(nèi)在表征的內(nèi)部工作模型可能會被修正，這種修正會促進或阻礙個體沿襲原生家庭的協(xié)同教養(yǎng)模式。因此，親友關(guān)系尤其是和原生家庭的關(guān)系可能會影響協(xié)同教養(yǎng)的代際傳遞。另一方面，家庭系統(tǒng)理論應(yīng)用于家庭研究的一個基本指導(dǎo)原則就是家庭成員之間的相互影響。父母協(xié)同教養(yǎng)是個體與夫妻子系統(tǒng)中另一方的互動行為，因此婚姻關(guān)系是影響協(xié)同教養(yǎng)的重要中間變量。即使個體的原生家庭具有較高的支持性協(xié)同教養(yǎng)行為，而個體又模仿學(xué)習(xí)了這種高支持性的協(xié)同教養(yǎng)，但如果其與配偶的婚姻不和諧，則極有可能阻礙個體在新生家庭中的支持性協(xié)同教養(yǎng)行為。已有研究發(fā)現(xiàn)，婚姻關(guān)系在原生家庭的教養(yǎng)行為與新生家庭的教養(yǎng)行為的關(guān)系中不存在調(diào)節(jié)作用[10]。教養(yǎng)行為是父親或母親單方的親子互動，對于需要父母協(xié)作的協(xié)同教養(yǎng)而言，婚姻滿意度是否能夠調(diào)節(jié)原生家庭對新生家庭的協(xié)同教養(yǎng)的影響，有待進一步驗證。此外，協(xié)同教養(yǎng)不僅融入了夫妻關(guān)系，也包含了父母與兒童的互動，因此父母的協(xié)同教養(yǎng)也會受到兒童因素的反作用。以往研究發(fā)現(xiàn)，父母的協(xié)同教養(yǎng)行為會受到兒童性別的影響[8,11]。那么，父母在教養(yǎng)與自己同性別的孩子時,是否會更多地模仿原生家庭的協(xié)同教養(yǎng)模式，而在教養(yǎng)與自己不同性別的孩子時，較少地沿襲或模仿原生家庭的模式呢？最后，以往研究表明父母的社會經(jīng)濟地位與協(xié)同教養(yǎng)存在顯著正相關(guān)[11-12]，因此在探討父母原生家庭對新生家庭協(xié)同教養(yǎng)的影響時，首先要考慮父母的社會經(jīng)濟地位的作用，控制其影響。

為此，本研究擬以3-6歲兒童的父母為研究對象，在控制父母的社會經(jīng)濟地位的基礎(chǔ)上，探討原生家庭的協(xié)同教養(yǎng)對新生家庭協(xié)同教養(yǎng)的影響，以及親友關(guān)系、婚姻滿意度等人際間變量和新生家庭兒童與父母性別一致性的調(diào)節(jié)作用。

二、研究方法

(一)研究對象

在河南、遼寧的4所幼兒園發(fā)放父親和母親問卷各450份，刪除無原生家庭數(shù)據(jù)及問題樣本，父親和母親的有效問卷為210份和203份。其中,父親的平均年齡為34.33±4.12歲；母親的平均年齡為32.17±3.54歲。父親樣本中，有男孩的父親106人，占50.5%;有女孩的父親104人，占49.5%。母親樣本中，有男孩的母親103人，占50.7%；有女孩的母親100人，占49.3%。

(二)研究工具

1.人口統(tǒng)計學(xué)變量調(diào)查表。對父親和母親的人口統(tǒng)計學(xué)信息進行測查，包括父母的年齡、職業(yè)、受教育水平、主觀收入水平以及兒童的性別等。

2.父母協(xié)同教養(yǎng)及原生家庭協(xié)同教養(yǎng)問卷。該問卷是在Stright和 Bales[9]編制的原生家庭父母協(xié)同教養(yǎng)問卷和父母協(xié)同教養(yǎng)的關(guān)系感知問卷基礎(chǔ)上，根據(jù)中國父母的情況修訂而成的。修訂后，父母協(xié)同教養(yǎng)問卷包括7個支持性題目和7個不支持性題目；原生家庭協(xié)同教養(yǎng)問卷包括6個支持性題目和6個不支持性題目。問卷采用5點計分，其中1代表“從不”，5代表“總是”。通過對不支持性題目的反向計分和計算平均分，得出父母協(xié)同教養(yǎng)及原生家庭協(xié)同教養(yǎng)得分，得分越高說明支持性協(xié)同教養(yǎng)水平越高。父親和母親協(xié)同教養(yǎng)問卷的內(nèi)部一致性系數(shù)均為0.78；父親和母親原生家庭協(xié)同教養(yǎng)問卷的內(nèi)部一致性系數(shù)均為0.85。問卷修訂后結(jié)構(gòu)效度良好，驗證性因素分析的擬合指數(shù)見表1。

表1 協(xié)同教養(yǎng)問卷驗證性因素分析擬合指標

3. 親友關(guān)系及婚姻滿意度問卷

親友關(guān)系及婚姻滿意度問卷[13]是Olson婚姻質(zhì)量問卷的子問卷。親友關(guān)系及婚姻滿意度問卷各包括10個條目，采用5點計分，1為“確實是這樣”，5為“確實不是這樣”，通過對負性條目反向計分來加和總分。親友關(guān)系問卷評分高表示夫妻雙方與親友關(guān)系和諧；評分低表示與親友間存在潛在的沖突。婚姻滿意度問卷得分高表明婚姻關(guān)系大多數(shù)方面是和諧與滿意的；評分低表示對婚姻不滿意。父親和母親的親友關(guān)系問卷的內(nèi)部一致性系數(shù)分別為0.54和0.57；婚姻滿意度問卷的內(nèi)部一致性系數(shù)分別為0.81和0.86。

(三)研究程序與數(shù)據(jù)處理

問卷由幼兒園集體發(fā)放，兒童帶回家請父親或母親填答完畢后交回。為防止父親和母親同時作答造成無關(guān)變量的干擾，每個家庭只填寫一份父親或母親的調(diào)查問卷。數(shù)據(jù)采用SPSS16.0、Lisrel8.7進行處理和分析。

三、研究結(jié)果

(一)父母協(xié)同教養(yǎng)及原生家庭協(xié)同教養(yǎng)的特點

1.父母協(xié)同教養(yǎng)及原生家庭協(xié)同教養(yǎng)的一般特點。父母協(xié)同教養(yǎng)及原生家庭協(xié)同教養(yǎng)的問卷題項得分的全距為1-5，中數(shù)為3，得分越高說明支持性協(xié)同教養(yǎng)行為越多,具體結(jié)果見表2。

表2 父母協(xié)同教養(yǎng)及原生家庭協(xié)同教養(yǎng)得分

結(jié)果表明，父親和母親的協(xié)同教養(yǎng)得分均顯著高于中值(T父親=23.30,T母親=20.27,p<0.001)，說明父親和母親的協(xié)同教養(yǎng)狀況較好；原生家庭協(xié)同教養(yǎng)得分也都顯著高于中值(T父親原生=20.04,T母親原生=19.56,p<0.001)，說明被試樣本的父親和母親的原生家庭也擁有良好的協(xié)同教養(yǎng)品質(zhì)。

2.社會經(jīng)濟地位與父母協(xié)同教養(yǎng)的關(guān)系。分別以父親和母親的受教育水平、職業(yè)、收入情況為自變量，父母協(xié)同教養(yǎng)為因變量，進行單因素方差分析，結(jié)果見表3。

結(jié)果表明，父親和母親的受教育水平與職業(yè)、母親的收入情況在協(xié)同教養(yǎng)行為上，不存在顯著差異(p>0.05)；父親的收入情況在協(xié)同教養(yǎng)行為上主效應(yīng)顯著(F(2,207)=3.95,p<0.05)。事后多重比較(LSD)發(fā)現(xiàn)，收入充裕的父親的協(xié)同教養(yǎng)行為顯著高于收入剛好夠用及收入低的父親協(xié)同教養(yǎng)行為(p<0.05)。這說明與收入剛好夠用及收入低的父親相比，收入充裕的父親具有更多的支持性協(xié)同教養(yǎng)行為。

表3 社會經(jīng)濟地位與父母協(xié)同教養(yǎng)的單因素方差分析

注：*p<0.05,**p<0.01,***p<0.001，下同。

(二)父母原生家庭的協(xié)同教養(yǎng)對其協(xié)同教養(yǎng)行為的影響

父親和母親原生家庭協(xié)同教養(yǎng)與其新生家庭的協(xié)同教養(yǎng)都呈現(xiàn)中等強度的顯著正相關(guān)(r父親=0.46,p<0.001;r母親=0.44,p<0.001)。為進一步檢驗原生家庭對新生家庭協(xié)同教養(yǎng)的預(yù)測作用，分別對父親和母親協(xié)同教養(yǎng)進行回歸分析。由于收入情況對父親協(xié)同教養(yǎng)有顯著影響，所以將收入情況作為父親回歸分析的協(xié)變量，虛擬編碼后在第一層納入回歸方程。經(jīng)統(tǒng)計檢驗，將具有顯著影響的回歸分析結(jié)果進行整理，見表4(上半部分)。

結(jié)果表明，原生家庭協(xié)同教養(yǎng)分別正向預(yù)測父親和母親的協(xié)同教養(yǎng)(β父親=0.45,p<0.001;β母親=0.44,p<0.001)，說明父親和母親的協(xié)同教養(yǎng)行為均受到其原生家庭的影響，父母的協(xié)同教養(yǎng)行為存在明顯的代際傳遞現(xiàn)象。

表4 原生家庭對協(xié)同教養(yǎng)的影響及其調(diào)節(jié)作用的回歸分析

(三)親友關(guān)系、婚姻滿意度、性別一致性的調(diào)節(jié)作用

1.親友關(guān)系、婚姻滿意度的調(diào)節(jié)作用。親友關(guān)系、婚姻滿意度為人際間的連續(xù)變量，因此采用相同的方法進行檢驗。首先對自變量原生家庭協(xié)同教養(yǎng)和調(diào)節(jié)變量親友關(guān)系、婚姻滿意度進行中心化處理，以降低回歸模型中的共線性問題。然后，將自變量與調(diào)節(jié)變量相乘得到乘積項。使用分層回歸分析，采用逐步回歸法進行檢驗。父親回歸方程第一層納入?yún)f(xié)變量收入情況;第二層納入自變量和調(diào)節(jié)變量；第三層納入自變量與調(diào)節(jié)變量的乘積項。母親回歸方程第一層直接納入自變量和調(diào)節(jié)變量；第二層納入自變量與調(diào)節(jié)變量的乘積項。經(jīng)統(tǒng)計檢驗，將具有顯著影響的回歸分析結(jié)果進行整理，見表4(中間部分)。結(jié)果表明，父親的原生家庭協(xié)同教養(yǎng)與親友關(guān)系的乘積項、原生家庭協(xié)同教養(yǎng)與婚姻滿意度的乘積項均未進入回歸方程，不存在線性調(diào)節(jié)作用；親友關(guān)系、婚姻滿意度可以調(diào)節(jié)母親原生家庭協(xié)同教養(yǎng)與新生家庭協(xié)同教養(yǎng)的關(guān)系(β母親婚姻=0.15,p<0.01;β母親親友=0.14,p<0.05)。

為了說明母親親友關(guān)系、婚姻滿意度的影響方向，分別取親友關(guān)系、婚姻滿意度的正負1個標準差作為高低分組，x軸為原生家庭協(xié)同教養(yǎng)的正負1個標準差，y軸反映協(xié)同教養(yǎng)的估計標準分數(shù)，作親友關(guān)系、婚姻滿意度的調(diào)節(jié)作用圖，見圖1和圖2。圖1的結(jié)果表明，無論是親友關(guān)系和諧的母親還是親友關(guān)系沖突的母親，隨著原生家庭支持性協(xié)同教養(yǎng)的增加，其支持性協(xié)同教養(yǎng)都會增加；但在親友關(guān)系和諧的母親群體中，原生家庭協(xié)同教養(yǎng)與其協(xié)同教養(yǎng)間存在著更強的正向關(guān)系，即與親友關(guān)系沖突的母親相比，親友關(guān)系和諧的母親受原生家庭支持性協(xié)同教養(yǎng)的影響更大。圖2的結(jié)果說明，無論是婚姻滿意度高的母親還是婚姻滿意度低的母親，隨著原生家庭支持性協(xié)同教養(yǎng)的增加，其支持性協(xié)同教養(yǎng)都會增加；但在婚姻滿意度高的母親群體中，原生家庭協(xié)同教養(yǎng)與其協(xié)同教養(yǎng)間存在著更強的正向關(guān)系，即與婚姻滿意度低的母親相比，婚姻滿意度高的母親受原生家庭支持性協(xié)同教養(yǎng)的影響更大。

圖1 母親親友關(guān)系調(diào)節(jié)作用

圖2 母親婚姻滿意度調(diào)節(jié)作用

為進一步檢驗父親親友關(guān)系、婚姻滿意度在原生家庭協(xié)同教養(yǎng)對父親協(xié)同教養(yǎng)的預(yù)測作用中是否存在非線性調(diào)節(jié)，分別對親友關(guān)系、婚姻滿意度去中心化后的數(shù)據(jù)進行平方，得到親友關(guān)系、婚姻滿意度的二次項。再分別計算中心化后的自變量原生家庭協(xié)同教養(yǎng)與親友關(guān)系、婚姻滿意度二次項的乘積，得到二次乘積項。使用分層回歸分析，采用逐步回歸法進行檢驗。第一層納入?yún)f(xié)變量收入情況；第二層納入自變量和調(diào)節(jié)變量；第三層納入自變量與調(diào)節(jié)變量的乘積項；第四層納入二次項和二次乘積項。結(jié)果發(fā)現(xiàn)，親友關(guān)系、婚姻滿意度的二次乘積項均未能進入回歸方程，說明父親親友關(guān)系、婚姻滿意度在原生家庭協(xié)同教養(yǎng)對父親協(xié)同教養(yǎng)的預(yù)測作用中也不存在非線性調(diào)節(jié)。

2.性別一致性的調(diào)節(jié)作用。為探討父親和母親在教養(yǎng)與自己性別相同或不同的孩子時，原生家庭協(xié)同教養(yǎng)對新生家庭協(xié)同教養(yǎng)的影響是否有所不同，首先對性別一致性進行虛擬編碼。父母與兒童性別一致編碼為0，即有男孩的父親、有女孩的母親編碼為0；性別不一致編碼為1，即有女孩的父親、有男孩的母親編碼為1。以性別一致作為基準組，探討性別一致性的調(diào)節(jié)作用。對自變量原生家庭協(xié)同教養(yǎng)進行中心化處理后，計算自變量原生家庭協(xié)同教養(yǎng)與調(diào)節(jié)變量性別一致性的乘積項。使用分層回歸分析，采用逐步回歸法進行檢驗。父親回歸方程第一層納入?yún)f(xié)變量收入情況；第二層納入自變量和調(diào)節(jié)變量；第三層納入自變量與調(diào)節(jié)變量的乘積項。母親回歸方程第一層直接納入自變量和調(diào)節(jié)變量；第二層納入自變量與調(diào)節(jié)變量的乘積項。經(jīng)統(tǒng)計檢驗，將具有顯著影響的回歸分析結(jié)果進行整理，見表4(最后部分)。結(jié)果表明，父親的原生家庭協(xié)同教養(yǎng)與性別一致性的乘積項未進入回歸方程，不存在調(diào)節(jié)作用；性別一致性可以調(diào)節(jié)母親原生家庭協(xié)同教養(yǎng)與新生家庭協(xié)同教養(yǎng)的關(guān)系(β母親性別一致性=0.20,p<0.05)。與有女孩的母親相比，有男孩的母親在原生家庭協(xié)同教養(yǎng)與新生家庭協(xié)同教養(yǎng)間存在更強的正向關(guān)系，即相對于有女孩的母親，有男孩的母親受原生家庭支持性協(xié)同教養(yǎng)的影響更大。

四、結(jié)果討論

(一)原生家庭和新生家庭的協(xié)同教養(yǎng)

本研究發(fā)現(xiàn)幼兒父母及其原生家庭都有較高的支持性協(xié)同教養(yǎng)，與已有研究結(jié)果[14-15]相一致。研究發(fā)現(xiàn)從兒童15個月大到21個月大，父母之間的不支持性協(xié)同教養(yǎng)明顯降低[16]。本研究的兒童在3-6歲之間，他們的父親和母親通過孕期的準備過程和嬰兒期的相互磨合，已經(jīng)在教養(yǎng)方面達成了較為一致的觀點。另一方面，我國具有良好的協(xié)同教養(yǎng)傳統(tǒng)和文化氛圍?！案竾滥复取本褪且环N父母間的互補性合作，父親和母親在教育子女的過程中，分別扮演“白臉”和“紅臉”的角色。父親是家庭權(quán)威的代表，扮演指揮官和仲裁人；母親則采取理解或合作的方式，對子女提供照顧，幫助子女克服生活上的困難。

原生家庭協(xié)同教養(yǎng)問卷是回溯性的主觀評定，可見在本研究的父母認知中，其原生家庭擁有較多的支持性協(xié)同教養(yǎng)。本研究的被試樣本多出生于上世紀七八十年代，正是中國社會轉(zhuǎn)型的關(guān)鍵期。獨生子女政策的實施，讓人們更關(guān)注兒童的成長和發(fā)展，從而在客觀上推進了夫妻間的教養(yǎng)合作。

與以往研究中發(fā)現(xiàn)的父母的社會經(jīng)濟地位會影響協(xié)同教養(yǎng)的結(jié)果[12]相一致，父親的收入水平會影響其協(xié)同教養(yǎng)。通常情況下，收入水平較高的父親具有更好的生活質(zhì)量，他們會投入更多的時間和精力在家庭生活中。這為父親和母親在教養(yǎng)兒童上的交流與合作創(chuàng)造了條件。此外，父親和母親的職業(yè)、受教育水平都不會影響協(xié)同教養(yǎng)，說明父母的職業(yè)、受教育水平與協(xié)同教養(yǎng)無關(guān)。這可能是由于協(xié)同教養(yǎng)反映的是父母之間在教養(yǎng)方面的互動與協(xié)作，與父母的人格、溝通方式和教養(yǎng)理念等因素相關(guān)更高，未來可進一步研究。

(二)原生家庭協(xié)同教養(yǎng)對新生家庭協(xié)同教養(yǎng)的影響

本研究發(fā)現(xiàn)，無論是父親還是母親,其原生家庭協(xié)同教養(yǎng)都能夠正向預(yù)測新生家庭協(xié)同教養(yǎng)，說明協(xié)同教養(yǎng)行為存在代際傳遞。以往研究只發(fā)現(xiàn)了原生家庭對母親的影響作用[8-9]，本研究不但驗證了原生家庭對母親的影響，而且發(fā)現(xiàn)父親也會受到原生家庭的影響。這說明無論是父親還是母親，都會模仿學(xué)習(xí)其父母的協(xié)同教養(yǎng)模式。

根據(jù)生命進程理論，兒童期的經(jīng)歷會對個體成為父母之后的行為產(chǎn)生影響。父母在兒童面前的表現(xiàn)，是對兒童最直觀的刺激。如果一對父母經(jīng)常在兒童面前因為教養(yǎng)的問題爭吵，兒童則會學(xué)習(xí)父母的這種行為。兒童長大之后，在與配偶教養(yǎng)孩子的過程中，就會表現(xiàn)出與其父母相似的行為。在現(xiàn)實生活中，父母通常只關(guān)注自己的教養(yǎng)行為對兒童的影響，可能從未想過這種影響會傳遞下去，進而影響到第三代。而本研究的這一發(fā)現(xiàn)提示我們原生家庭影響的重要性，父母的協(xié)同教養(yǎng)不僅會影響兒童的成長和發(fā)展，甚至?xí)绊懙絻和诔蔀楦改钢蟮膮f(xié)同教養(yǎng)行為。父母的協(xié)同教養(yǎng)為兒童為人處世的態(tài)度或行為提供了示范，到兒童成為父母的時候，他們會模仿學(xué)習(xí)其父母的行為。

(三)親友關(guān)系、婚姻滿意度在協(xié)同教養(yǎng)代際傳遞中的調(diào)節(jié)作用

婚姻滿意度、親友關(guān)系都是人際間變量。對于父親而言，人際間變量不會調(diào)節(jié)原生家庭對其協(xié)同教養(yǎng)的影響。這可能是由于婚姻的指向?qū)ο笫桥渑?，而協(xié)同教養(yǎng)的指向?qū)ο笫莾和?，父親能夠理性地意識到這兩者的不同。在與母親的協(xié)同教養(yǎng)過程中,父親能夠進行角色身份的轉(zhuǎn)化。與婚姻滿意度相似，在對男性的訪談中，他們表示對原生家庭協(xié)同教養(yǎng)的評估并不會受到自己與原生家庭關(guān)系的影響。他們認為，即使自己與原生家庭或其他人的關(guān)系不好，也不會影響自己對事件的判斷。在父母教養(yǎng)行為的代際傳遞研究中，父親的不同教養(yǎng)行為的中間變量是不同的[6]。這提示我們，父親協(xié)同教養(yǎng)的代際傳遞可能受到其他非人際間變量的影響。

而母親協(xié)同教養(yǎng)的代際傳遞，因親友關(guān)系、婚姻關(guān)系等人際間變量的調(diào)節(jié)作用而有所不同。這與以往研究發(fā)現(xiàn)婚姻關(guān)系是教養(yǎng)行為的代際傳遞的中間變量的結(jié)果相一致[17]。這可能是由于母親很難區(qū)分婚姻關(guān)系與協(xié)同教養(yǎng)的指向?qū)ο蟛煌?，在兩種情境中都認為其交流與溝通的對象是配偶。沒有良好的婚姻關(guān)系作為基礎(chǔ)，母親對于原生家庭支持性的協(xié)同教養(yǎng)的沿襲會受到阻礙。這也提示婚姻關(guān)系的重要性，婚姻滿意度高的母親會更多地表現(xiàn)出習(xí)得的原生家庭的支持性協(xié)同教養(yǎng)行為。此外，正如社會學(xué)習(xí)理論所言，在模仿學(xué)習(xí)過程中，榜樣的特點也會影響到學(xué)習(xí)者的學(xué)習(xí)效果。母親如果親友關(guān)系和諧，與原生家庭的關(guān)系融洽，對于原生家庭支持性的協(xié)同教養(yǎng)也會學(xué)習(xí)得更多。生命過程理論和依戀的內(nèi)部工作模型都可為親友關(guān)系和婚姻滿意度的調(diào)節(jié)作用提供解釋。母親雖然會受其原生家庭協(xié)同教養(yǎng)的影響，但在其成長及與配偶、親友的互動過程中，會不斷地修正自己的內(nèi)部工作模型。親友關(guān)系和諧、婚姻滿意度高的母親在修正內(nèi)部工作模型的過程中，獲得了更多的支持，因而受原生家庭支持性協(xié)同教養(yǎng)的影響更大。

父親在學(xué)習(xí)原生家庭協(xié)同教養(yǎng)的過程中較不易受到人際間變量的干擾；而母親在學(xué)習(xí)原生家庭協(xié)同教養(yǎng)的過程中，通過人際間變量的作用，可以增強或者削弱代際傳遞的作用。因此，在養(yǎng)育男孩的過程中，父母應(yīng)更加注意自己的教養(yǎng)行為，父母對男孩的影響更穩(wěn)定。

(四)性別一致性在協(xié)同教養(yǎng)代際傳遞中的調(diào)節(jié)作用

本研究以性別一致作為基準組，探討父親和母親在教養(yǎng)與自己性別相同或不同的孩子時，協(xié)同教養(yǎng)代際傳遞的影響是否有所不同。父親在教養(yǎng)男孩或女孩時并不存在差別，都會學(xué)習(xí)原生家庭的協(xié)同教養(yǎng)行為。這可能是由于父親不認為其父母的協(xié)同教養(yǎng)行為與自己的性別有關(guān)，無論對于男孩還是女孩，父親都會沿襲原生家庭的協(xié)同教養(yǎng)行為。也就是說，在父親眼中，并不會因為女孩與自己的性別不同而改變其對原生家庭協(xié)同教養(yǎng)的學(xué)習(xí)。

母親在學(xué)習(xí)原生家庭協(xié)同教養(yǎng)時卻是基于性別的，這提示兒童的性別對于母親的協(xié)同教養(yǎng)具有影響，與以往的研究結(jié)果[8,11]相一致。在現(xiàn)實生活中，母親會因兒童的性別不同而有差別地反映其原生家庭的協(xié)同教養(yǎng)。但是，母親并不是由于女孩與自己性別相同，就更多地學(xué)習(xí)原生家庭的協(xié)同教養(yǎng)；而是對于與自己性別不同的男孩，更多地學(xué)習(xí)原生家庭支持性的協(xié)同教養(yǎng)行為。一方面，這可能是由于受中國傳統(tǒng)文化的影響，母親更重視男孩的教養(yǎng)；另一方面，母親可能認為父親作為男性，對于男孩的教養(yǎng)更有發(fā)言權(quán)，因此,有男孩的母親會更注重與父親的互動過程，更多地沿襲了原生家庭的支持性協(xié)同教養(yǎng)行為。

五、實踐啟示

本研究的結(jié)果和發(fā)現(xiàn)對于父母協(xié)同教養(yǎng)的建議與干預(yù)具有重要意義。對于父親而言，原生家庭對其協(xié)同教養(yǎng)的影響更為直接穩(wěn)定，當(dāng)?shù)谌哪泻⒊蔀楦赣H后也會更多地沿襲其父親的協(xié)同教養(yǎng)行為，說明男性的協(xié)同教養(yǎng)具有更強的代際傳遞。因此,父母在養(yǎng)育男孩的過程中，要尤其注重自己的言行，注意與配偶的互補合作，共同協(xié)商子女的養(yǎng)育問題，提供更多的支持性協(xié)同教養(yǎng)行為，為男孩樹立良好的榜樣。在男孩為人父之后，對原生家庭協(xié)同教養(yǎng)的沿襲，可以促進支持性協(xié)同教養(yǎng)的積極傳遞。對于母親而言，良好的人際關(guān)系可以促進原生家庭對母親協(xié)同教養(yǎng)的積極影響，而母親在養(yǎng)育男孩的過程中，會比養(yǎng)育女孩更多地沿襲原生家庭支持性的協(xié)同教養(yǎng)行為。因此，建議母親提高對女孩成長的關(guān)注度。在女孩的成長過程中，父母應(yīng)注重家庭關(guān)系和睦，避免在孩子面前發(fā)生沖突與爭執(zhí)；營造樂觀向上的家庭氛圍，積極創(chuàng)造良好的人際環(huán)境，以改善女孩的內(nèi)部工作模式，促使其日后成為支持性協(xié)同教養(yǎng)更多的母親。

參考文獻：

[1]J. McHale, A. Lauretti, J. Talbot, et al.RetrospectandProspectinthePsychologicalStudyofCoparentingandFamilyGroupProcess// J. Mchale, W. Grolnick. Retrospect and Prospect in the Psychological Study of Families. Hillsdale, NJ: Erlbaum, 2002: 127-165.

[2]J. Belsky, K. Crnic, S. Gable.TheDeterminantsofCoparentinginFamilieswithToddlerBoys:SpousalDifferencesandDailyHassles. Child Development, 1995, 66(3): 629-642.

[3]Z.Chen, H.B. Kaplan.IntergenerationalTransmissionofConstructiveParenting. Journal of Marriage and Family, 2001, 63(1):17-31.

[4]H. Hops, B. Davis, C. Leve, et al.Cross-generationalTransmissionofAggressiveParentBehavior:AProspective,MediationalExamination. Journal of Abnormal Child Psychology, 2003, 31(2): 161-169.

[5]D. C. R. Kerr, D. M. Capaldi, K. C. Pears, et al.AProspectiveThreeGenerationalStudyofFathers’ConstructiveParenting:InfluencesfromFamilyofOrigin,AdolescentAdjustment,andOffspringTemperament. Developmental Psychology, 2009, 45(5):1257-1275.

[6]T. K. Neppl, R. D. Conger, L. V. Scaramella, et al.IntergenerationalContinuityinParentingBehavior:MediatingPathwaysandChildEffects. Developmental Psychology, 2009, 45(5): 1241-1256.

[7]黃怡瑾, 王國村.男性參與親職之線性結(jié)構(gòu)模式分析.臺灣女性學(xué)學(xué)會暨高師大40周年校慶學(xué)術(shù)研討會. 高雄：臺灣高雄師范大學(xué), 2007.

[8]J. P. McHale.CoparentingandTriadicInteractionsduringInfancy:TheRoleofMaritalDistressandChildGender. Developmental Psychology, 1995, 31(6): 985-996.

[9]A. D. Stright, S. S. Bales.CoparentingQuality:ContributionsofChildandParentCharacteristics. Family Relations, 2003, 52(3):232-240.

[10]J. Belsky, S. R. Jaffee, J. Sligo, et al.IntergenerationalTransmissionofWarm-sensitive-stimulatingParenting:AProspectiveStudyofMothersandFathersof3-Year-Olds. Child Development, 2005, 76(2): 384-396.

[11]E. W. Lindsey, Y. Caldera, M. Colwell.CorrelatesofCoparentingduringInfancy. Family Relations, 2005, 54(3): 346-359.

[12]G. H. Brody, Z. Stoneman, D. Flor, et al.FinancialResources,ParentPsychologicalFunctioning,ParentCo-caregiving,andEarlyAdolescentCompetenceinRuralTwo-parentAfrican-AmericanFamilies. Child Development, 1994, 65(2): 590-605.

[13]汪向東, 王希林, 馬弘. 心理衛(wèi)生評定量表手冊(增訂版).中國心理衛(wèi)生雜志出版社, 1999.

[14]M. C. McConnell, P. K. Kerig.AssessingCoparentinginFamiliesofSchool-ageChildren:ValidationoftheCoparentingandFamilyRatingSystem. Canadian Journal of Behavioural Science, 2002, 34(1): 44-58.

[15]呂翠夏. 學(xué)前幼兒家庭之共親職與其相關(guān)因素：婚姻關(guān)系與性別角色態(tài)度. 臺南學(xué)報，2002, 36：1-18.

[16]S. Gable, J. Belsky, K. Crnic.CoparentingduringtheChild’s2ndYear:ADescriptiveAccount. Journal of Marriage and Family, 1995,57(3): 609-616.

[17]Z.Chen, R. X. Liu, H. B. Kaplan.MediatingMechanismsfortheIntergenerationalTransmissionofConstructiveParenting:AProspectiveLongitudinalStudy. Journal of Family, 2008, 29(12): 1574-1599.