數(shù)字時代家庭傳播模式對家庭凝聚力的影響

主持人介紹

牛靜：華中科技大學(xué)新聞與信息傳播學(xué)院教授、博士生導(dǎo)師;中國新聞史學(xué)會媒介法規(guī)與倫理研究委員會副會長;武漢大學(xué)媒體發(fā)展研究中心研究員。至2019年先后出版媒體倫理、社交媒體使用等著作11本，在各類刊物上發(fā)表論文70余篇，主持國家級、教育部和其他社科項目共計10多項;曾獲高等教育國家級教學(xué)成果獎、全國新聞學(xué)青年學(xué)者優(yōu)秀學(xué)術(shù)成果獎、省社會科學(xué)優(yōu)秀成果獎等。

主持人寄語

互聯(lián)網(wǎng)的出現(xiàn)和飛速發(fā)展，給人們的生活帶來了巨大的改變，從報紙到新媒體，人們獲取信息的方式不斷發(fā)生變化，從網(wǎng)絡(luò)選舉投票到線上主動參與社會議題，人們參與政治經(jīng)濟生活的方式都在改變。新媒體的出現(xiàn)所帶來的改變沒有僅局限于大眾傳播領(lǐng)域和政治傳播領(lǐng)域，同樣在家庭這一微觀人際傳播中也產(chǎn)生了巨大影響。新技術(shù)新媒介的出現(xiàn)，同時也影響著家庭成員的溝通方式，影響著家庭成員之間的關(guān)系。在此背景下，探究家庭傳播模式對家庭凝聚力的影響，有助于啟發(fā)我們以新的視角來看待新技術(shù)與家庭傳播、人際傳播的關(guān)系，思考如何借助新技術(shù)提升家庭凝聚力。

本期欄目推出游雨茜的《數(shù)字時代家庭傳播模式對家庭凝聚力的影響》。不同于以往著力于宏觀社會變遷和中觀組織傳播的研究，作者在數(shù)字代溝愈發(fā)明顯的背景下，從微觀家庭傳播模式理論角度出發(fā)，將數(shù)字反哺納入家庭凝聚力的概念化操作過程，同時引入身份傳播理論，探討家庭傳播模式和身份差異對于家庭凝聚力的影響。研究發(fā)現(xiàn)家庭傳播模式對家庭凝聚力的影響受到個體身份差異的中介和家庭認(rèn)同的調(diào)節(jié)作用，這一結(jié)論也為進一步提升家庭凝聚力、增強家庭互動行為提出了參考。最后作者提出家庭傳播模式的兩個維度是相互依存的，二者的相互作用對于個體、家庭和家庭凝聚力的影響有待進一步探究。

人際傳播、家庭傳播是傳播學(xué)研究中一個比較重要的領(lǐng)域，但研究者對此的探討相對較少，本欄目推出這篇關(guān)于家庭凝聚力影響因素的研究，期待為該領(lǐng)域研究提供一點新思路，也希望有更多的研究者關(guān)注這一領(lǐng)域。

摘要：家庭傳播模式對于個體的互動行為和心理健康都有著重要的影響，這些在家庭傳播模式的研究中都有豐富的成果。當(dāng)個體進入了成年期，他們往往會經(jīng)歷真實自我、理想自我和家人眼中的自我各種身份的不協(xié)調(diào)，而這些身份差異對于個體的日常關(guān)系和行為也有著潛在影響。

以前人的研究為基礎(chǔ)，本文通過對在校大學(xué)生的問卷調(diào)查（N=221），建立了關(guān)于家庭傳播模式、個體身份差異、家庭認(rèn)同和家庭凝聚力的條件過程模型，探討了家庭傳播模式如何影響個體的身份差異、家庭認(rèn)同和家庭凝聚力。

研究發(fā)現(xiàn)，家庭傳播模式對家庭凝聚力的影響，受到個體身份差異的中介和家庭認(rèn)同的調(diào)節(jié)。具體地說，對話導(dǎo)向的家庭傳播模式有益于個體真實自我和理想自我的發(fā)展，個體與家庭的關(guān)系更加緊密，對家庭的認(rèn)同度也更高，會積極與父母進行情感聯(lián)絡(luò)，對父母進行照料支持、經(jīng)濟支持和數(shù)字反哺，家庭凝聚力得到增強;服從導(dǎo)向的家庭傳播模式使得個體的真實自我和理想自我產(chǎn)生差距，個體在家庭中不能做真實的自己，對家庭的認(rèn)同下降，也不會在家庭關(guān)系有更多投入，相應(yīng)地個體對于家庭成員包括父母的情感聯(lián)絡(luò)和代際支持也會減少，家庭凝聚力受到削弱。此外，本文討論了從家庭傳播模式角度出發(fā)，結(jié)合個體身份差異與家庭認(rèn)同，進一步提升家庭凝聚力、增強家庭互動行為的策略。

關(guān)鍵詞：家庭傳播模式 身份差異 家庭認(rèn)同 家庭凝聚力

家庭，是我們生存所依附的根本關(guān)系，是我們生活的基礎(chǔ)，也是貫穿我們生活的重要空間和傳播空間[1]。在中國，家庭一直是人們關(guān)注的話題，《國內(nèi)家庭親子關(guān)系白皮書》 指出，43.54%的家庭認(rèn)為，目前中國家庭親子關(guān)系“問題不少，需要重視”，41.16%的家庭認(rèn)為“總體樂觀，但存在問題”，僅有8.84%的家庭認(rèn)為“情況挺好”。家庭是社會最基本的組成單位，家庭凝聚力不僅影響著家庭的和諧，也對于社會的穩(wěn)定發(fā)展有著重要影響[2]。

隨著互聯(lián)網(wǎng)的發(fā)展，智能手機的普及和以微信為代表的社交媒體給遠距離的家庭互動帶來了便利，促進了家庭的情感溝通和交流。另一方面也給家庭關(guān)系帶來了新的問題，人民網(wǎng)隨機采訪的大學(xué)生中，約有一半的受訪者表示會在朋友圈屏蔽父母。在家庭中，往往父輩扮演者教育者的角色，將自身的價值觀和生活經(jīng)驗傳授給下一代，而子輩則是被教育者，他們從父輩那里學(xué)習(xí)生活知識和經(jīng)驗，學(xué)習(xí)如何從家庭走向社會?；ヂ?lián)網(wǎng)的發(fā)展和技術(shù)的革新，使得這種傳統(tǒng)的自上而下的傳播方式發(fā)生了變化，父輩和子輩之間對于新媒體的采納、使用和與之相關(guān)的知識方面出現(xiàn)了差距，即數(shù)字代溝[3]。在數(shù)字時代，父輩不再是知識和權(quán)威的代表，子輩憑借著對于新技術(shù)新思想的接受學(xué)習(xí)能力，反客為主，數(shù)字反哺由此產(chǎn)生，數(shù)字反哺既包括新媒體的使用技能，也包括新媒體使用帶來的文化和價值觀。父母與子女之間的代際支持由從傳統(tǒng)的經(jīng)濟支持、照料支持?jǐn)U展到數(shù)字反哺。學(xué)者用家庭凝聚力來描述家庭代際之間的支持互動行為，數(shù)字反哺程度越深，家庭凝聚力越高，家庭關(guān)系越和諧[4]。

同時，家庭作為一種關(guān)系文化，有著獨特的溝通、行為和態(tài)度維度，這些維度對于家庭成員個人、關(guān)系和心理社會結(jié)果的社會化和發(fā)展至關(guān)重要[5]，因此在家庭傳播學(xué)領(lǐng)域已經(jīng)出現(xiàn)了各種理論框架來了解家庭是如何影響個體即家庭成員，以及整個家庭的情感、互動和行為。其中得到廣泛支持的是家庭傳播模式理論（Family Communication Patterns Theory， FCPT）[6]，這一理論認(rèn)為在促進家庭一致性和重視公開對話的程度上，每個家庭各不相同，家庭的特點可以通過家庭成員之間互相交流的模式體現(xiàn)出來。而家庭成員之間的關(guān)系，既受制于家庭凝聚力也影響著家庭凝聚力[7]。

家庭傳播模式理論探索了家庭關(guān)系的一般模式，闡述了對話導(dǎo)向與服從導(dǎo)向的家庭傳播模式，同時家庭傳播模式也與個體的人格表現(xiàn)有著密不可分的關(guān)系，而當(dāng)個體進入成年期，他們經(jīng)常經(jīng)歷個體身份和一般家庭身份之間的不協(xié)調(diào)[8]，身份傳播理論（Communication Theory of Identity，CTI）揭示了這種潛在的不和諧，它認(rèn)為個體擁有不同層次的身份，這些身份有時可能是不一致的（如你如何看待自己和你在某些情況下的行為）。身份或身份層差異對日常關(guān)系和個體的健康都有潛在的影響[9]。

研究者已經(jīng)關(guān)注到個體不同層次的身份差異會在一定程度對家庭傳播模式和關(guān)系意圖之間的關(guān)系起中介作用，而家庭認(rèn)同則調(diào)節(jié)了這種中介效應(yīng)[10]。關(guān)系意圖指的是個體對于家庭可能采取的行為，如一起度假，為其他家庭成員提供經(jīng)濟援助，而這些行為或意圖都是家庭凝聚力中代際互動支持行為的重要表現(xiàn)，那么身份差異對于家庭傳播模式和家庭凝聚力是否有中介作用呢？家庭認(rèn)同是否調(diào)節(jié)這種中介影響？基于之前學(xué)者對于家庭傳播模式和身份差異的研究和數(shù)字反哺與家庭凝聚力的互相影響，本文試圖探討在移動互聯(lián)網(wǎng)和社交媒體廣泛使用的背景下，將數(shù)字反哺納入家庭凝聚力的概念操作化，探討家庭傳播模式如何通過身份差異的中介作用和家庭認(rèn)同的調(diào)節(jié)作用影響家庭凝聚力。

一、文獻綜述與研究假設(shè)

（一）家庭傳播模式與身份差異

家庭傳播模式的研究起源于20世紀(jì)70年代，McLeod和Chaffee調(diào)查了父母以及家庭傳播模式對于兒童信息處理的影響，作為研究的重要部分，McLeod等人提出了家庭傳播模式量表，用來測量家庭溝通環(huán)境的兩個維度，分別是觀念導(dǎo)向（concept-orientation）和社會導(dǎo)向（socio-orientation）[11]。

Ritchie在McLeod的研究基礎(chǔ)上，開啟了第二代家庭傳播模式的研究。Richie將家庭傳播模式分為對話導(dǎo)向（conversation orientation）和服從導(dǎo)向（conformity orientation）[12]。由于觀念導(dǎo)向強調(diào)的是觀念的重要性，Ritchie將這一維度重新定義為對話導(dǎo)向，重點是反映父母和孩子之間對于觀念的開放討論的關(guān)注，高對話導(dǎo)向的家庭在分享想法、參與決策和表達關(guān)注時可以自由的交流，而低對話導(dǎo)向的家庭在各種話題上的交流頻率較低。社會導(dǎo)向側(cè)重的是遵守父母的權(quán)威，Ritchie將這一維度定義為服從導(dǎo)向，它反映的是家庭溝通中所有家庭成員的態(tài)度、信仰和價值觀的同質(zhì)性程度[13]。

家庭傳播模式會影響個體的信息處理結(jié)果[14]，個體的互動行為[15]，以及個體的社會心理[16]。值得一提的是，家庭傳播模式會影響個體與父母的溝通交流行為，對話導(dǎo)向的家庭中，個體更經(jīng)常與父母進行溝通交流，同時家庭傳播模式對個體的心理健康也有重要的影響，過多的控制和強調(diào)服從，會傷害個體的自尊心和自信心。

同時我們也要意識到家庭的傳播溝通是個復(fù)雜的過程，已有研究將家庭傳播模式與不同的結(jié)構(gòu)（如情商、沉默等）整合在一起，來更好的理解個體的行為，身份差異同樣也是一種結(jié)構(gòu)?，F(xiàn)有的研究已經(jīng)表明，對話導(dǎo)向型家庭傳播模式有利于提升個體的溝通水平，因此有理由認(rèn)為，在以高對話取向為特征的家庭中成長的個體，其在家庭互動中所受到的限制也會較少，其將會具有溝通能力和管理關(guān)系和印象的能力，而服從導(dǎo)向家庭中的個體，他們的身份會在家庭中受到約束，這些都會影響個體在家庭中感受到的身份差異。

身份傳播理論（Communication theory of identity）認(rèn)為個體有著不同層次的身份，不同層次的身份會存在差異，而身份之間的差異對于一般關(guān)系和個體的健康都有著潛在影響。它關(guān)注的是身份和傳播之間的相互影響，代表著個人與社會相互關(guān)聯(lián)的關(guān)鍵點，社會關(guān)系和角色是通過個體之間的溝通而內(nèi)化的，個體的身份反過來又通過溝通表現(xiàn)為社會行為[17]。

身份傳播理論認(rèn)為身份是由四個層次構(gòu)成的：個人的、扮演的、關(guān)系的和公共的身份，身份的四個層次并不是相互獨立的，相反它們之間相互滲透相互影響[18]。個人-扮演身份差異（PEIG，personal-enacted identity gap）指的是個體的自我概念和在溝通傳播中所表達出的身份的差異;個人-關(guān)系身份差異（PRIG，，personal-relational identity gap）指的是個體的自我概念和他人感知到的身份之間的差異。關(guān)系-公共身份差異（RCIG，relational-communal identity gap），指個體所感知的群體關(guān)系和特征與社會如何看待適當(dāng)和規(guī)范的群體關(guān)系之間的差異。

目前的研究多以身份差異為自變量，探討不同層次的身份差異對于不同的個體在交際關(guān)系、行為、心理等方面的影響，而以身份差異為中介變量的研究較少，也較少有研究將個體的身份差異與個體和家庭之間的關(guān)系相聯(lián)系。

雖然身份的四個層次是在一個整體的情況下概念化的，但是每個層次和由此所產(chǎn)生的身份差異則涉及到特定的環(huán)境，在本文的特定環(huán)境即家庭。本文的研究著重于個人-扮演身份差異（PEIG）、個人-關(guān)系身份差異（PRIG）和關(guān)系-公共身份差異（RCIG）的研究，對于個人導(dǎo)向的身份差異研究使得我們能夠檢查個體與家庭之間的相互作用。而關(guān)系-公共身份差異（RCIG）則將大眾對于家庭標(biāo)準(zhǔn)的看法納入考量[19]，家庭標(biāo)準(zhǔn)源于社會對于家庭的看法和期望，具體來說，家庭常常被拿來與其他家庭、媒體報道和“理想中的中國家庭”進行比較[20]。

個人-扮演身份差異代表了家庭中每個個體的自我概念和他們在與家庭的互動中表現(xiàn)出來的自我的差異，個體可以將自己視為是思想開放的人，但在某些情形下，個體不會對某些觀點進行討論，扮演身份（即停止討論）不同于個人身份（即開放的思想）[21]。個人-關(guān)系身份差異則表示個體相信家庭對于他的看法不同于其本身的自我概念，因此個體與家庭成員之間的關(guān)系期望和看法可能不同。由此來看，如果個體在家庭中感受到這兩種身份差異中的任何一種，個體可能不太會親近和依賴他們的家庭，當(dāng)個體感覺到在家庭中不能做真實的自己時，他們與家庭之間的緊密度會下降，轉(zhuǎn)而會傾向于尋找支持他們個人身份的關(guān)系，因此不會在家庭關(guān)系上投入太多，也會進一步影響家庭凝聚力。

公共身份指的是集體如何定義其身份[22]，一個人對自己群體身份的理解往往來自于群體的交往實踐和媒體描述。在家庭背景下，關(guān)于規(guī)范家庭的社會期望和描述代表了公共的框架[23]，關(guān)系-公共身份差異是指個體感知到的其家庭關(guān)系特征和社會如何看待規(guī)范家庭關(guān)系之間的差異。當(dāng)個體認(rèn)為其家庭不符合社會期望時，個體可能會缺乏對家庭的承諾，從而減少對家庭的關(guān)注。在家庭凝聚力方面，認(rèn)為自己的家庭不符合“理想家庭”的人，可能會減少對家庭的關(guān)注和對家庭成員幫助。

（二）身份差異、家庭認(rèn)同與家庭凝聚力

群體認(rèn)同的研究來源于社會認(rèn)同，指的是個體認(rèn)識到自己屬于某個群體，也認(rèn)識到自己所屬群體的成員身份帶給自己的情感和價值，群體認(rèn)同會促使人們將個人利益和群體利益相結(jié)合，并從群體利益角度出發(fā)指導(dǎo)自身的行為[24]。當(dāng)將群體的范圍具體到家庭，家庭認(rèn)同則是指個體感知到的其與家庭的關(guān)聯(lián)程度[25]，家庭認(rèn)同關(guān)注的是個體與家庭這一群體之間的聯(lián)系，著重表現(xiàn)的是個體的主觀感受[26]。

群體認(rèn)同會影響個體支持群體的程度和支持群體行為，在家庭中，家庭認(rèn)同會影響極端家庭行為，如個體為家庭犧牲的意愿[27]，和個體與父母的互動行為。而當(dāng)考慮到個體的身份差異時，強烈的家庭認(rèn)同感會促使個體產(chǎn)生維持關(guān)系的強烈意愿[28]，家庭認(rèn)同的強度可能會緩和身份差異與家庭凝聚力之間的關(guān)系，而缺乏家庭認(rèn)同可能會對希望與家庭保持距離的個體有積極作用[29]，同時家庭認(rèn)同也會調(diào)節(jié)個體的身份差異和個體對于家庭可能采取的互動行為，本文將個體與家庭的互動行為進一步擴大范圍到家庭凝聚力，因此本文將探究家庭身份認(rèn)同在個體的身份差異和家庭凝聚力之間的調(diào)節(jié)作用。

家庭凝聚力是評估一個家庭整體功能是否良好的重要指標(biāo)，對家庭成員的心理健康有著重要影響[30]，關(guān)于家庭凝聚力的定義，楊惠琴等人認(rèn)為家庭凝聚力是家庭成員之間的親密度、情感聯(lián)結(jié)和投入程度;楊菊華認(rèn)為家庭凝聚力是包括經(jīng)濟結(jié)構(gòu)、文化傳承和現(xiàn)代化發(fā)展在內(nèi)的多種綜合因素作用下的結(jié)果，可以通過家庭成員間的居住模式、情感聯(lián)絡(luò)和代際支持來定義[31]。因此本文將家庭凝聚力定義為家庭成員之間的親密度、情感聯(lián)絡(luò)，包括居住模式、情感聯(lián)絡(luò)和代際支持。

通過對文獻的梳理可以看出，對于家庭凝聚力影響因素的相關(guān)研究集中在宏觀和微觀兩個方面，宏觀因素包括經(jīng)濟發(fā)展，中國經(jīng)濟體制改革促使了中國城市家庭的轉(zhuǎn)型，而經(jīng)濟體制改革所引起的離散因素，在一定程度上削弱了城市家庭凝聚力[32]，同時互聯(lián)網(wǎng)和數(shù)字反哺的出現(xiàn)也影響著家庭凝聚力。

其中微觀因素的研究更加集中于家庭的倫理觀念與態(tài)度，包括家庭中父母、子女及父母與子女的互動上[33]。本文將研究的重點集中在影響家庭凝聚力的微觀因素上，即家庭自身的家庭傳播模式，及家庭中個體的身份差異和家庭認(rèn)同對家庭凝聚力的影響。

家庭傳播模式理論探索了家庭關(guān)系的一般模式，闡述了對話導(dǎo)向與服從導(dǎo)向兩種不同的家庭傳播模式，同時家庭傳播模式也與個體的人格發(fā)展和行為有著密不可分的關(guān)系，而當(dāng)個體進入但是當(dāng)個體進入成年期，他們經(jīng)常經(jīng)歷個體身份和一般家庭身份之間的不協(xié)調(diào)，身份傳播理論（Communication Theory of Identity，CTI）揭示了這種潛在的不和諧，它認(rèn)為個體擁有不同層次的身份，這些身份有時可能是不一致的（如你如何看待自己和你在某些情況下的行為）。身份或身份層差異對日常關(guān)系和個體的健康都有潛在的影響。

已經(jīng)有研究證明，在美國家庭中，個體的身份差異會在家庭傳播模式與關(guān)系意圖之間的關(guān)系起中介作用，而家庭認(rèn)同則調(diào)節(jié)了這種中介效應(yīng)[34]。關(guān)系意圖指的是個體對于家庭可能采取的行為，如一起度假，為其他家庭成員提供經(jīng)濟援助，而這些行為或意圖都是家庭凝聚力中代際互動支持行為的重要表現(xiàn)，那么身份差異對于家庭傳播模式和家庭凝聚力是否有中介作用呢？家庭認(rèn)同是否調(diào)節(jié)這種中介影響？基于之前學(xué)者對于家庭傳播模式和身份差異的研究和數(shù)字反哺與家庭凝聚力的互相影響，本文試圖探討在移動互聯(lián)網(wǎng)和社交媒體廣泛使用的背景下，將數(shù)字反哺納入家庭凝聚力的概念操作化，探討家庭傳播模式如何通過身份差異的中介作用和家庭認(rèn)同的調(diào)節(jié)作用影響家庭凝聚力。

結(jié)合文獻綜述，本文提出以下研究假設(shè)，見下圖：

研究假設(shè)1：個人-扮演身份差異和個人-關(guān)系身份差異與家庭凝聚力呈負相關(guān)

研究假設(shè)2：對話導(dǎo)向家庭和（a）個人-扮演身份差異，（b）個人-關(guān)系身份差異呈負相關(guān)

研究假設(shè)3：服從導(dǎo)向家庭和（a）個人-扮演身份差異，（b）個人-關(guān)系身份差異呈正相關(guān)

研究假設(shè)4：關(guān)系-公共身份差異和家庭凝聚力呈負相關(guān)

研究假設(shè)5：家庭認(rèn)同可以調(diào)節(jié)身份差異與家庭凝聚力之間的關(guān)系

二、數(shù)據(jù)收集與分析

（一）數(shù)據(jù)收集

本文采用便利樣本作為此次研究的被試，通過大學(xué)生QQ群、微信群、騰訊問卷回答小組發(fā)放網(wǎng)絡(luò)問卷，共回收問卷229份。通過問卷作答時間、問卷答案雷同率等方法剔除無效樣本，最終回收有效問卷221份。

家庭傳播模式。采用RFCP量表，用其評估對話導(dǎo)向和服從導(dǎo)向兩種不同的家庭傳播模式。量表由26道題目構(gòu)成，使用里克特七分量表，測量項包括“在我們家，我們經(jīng)常討論一些有爭議性的話題”（對話導(dǎo)向，15個測量項），“當(dāng)涉及到真正重要的事情時，我父母希望我毫無疑問地服從他們”（服從導(dǎo)向，11個測量項）。

身份差異。本研究著重于身份差異的三個層次，個人-扮演身份差異和個人-關(guān)系身份差異的測量，測量量表則在Jung和Hecht量表的基礎(chǔ)上進行改編，測量項包括“當(dāng)我和家庭成員交流時，我所表達的不是真正的我的想法”（個人-扮演身份差異，11個測量項），“我覺得家庭成員看待我和我看待自己的看法是一樣的”（個人-關(guān)系身份差異，12個測量項）;關(guān)系-公共身份差異的測量則是在總結(jié)參考文獻的基礎(chǔ)上，自編3個項目進行測量，測量項包括“我的家庭關(guān)系遠不如其他家庭親密”、“我的家庭關(guān)系和媒體中所報道的模范家庭關(guān)系不一樣”、“我的家庭關(guān)系和理想中的中國家庭關(guān)系不一樣”。以上測量項均采用里克特七分量表。

家庭認(rèn)同。采用了Aron等的自我量表中包含他人的改編版本，將原量表中的“他人”替換為“家庭”，測量個體的家庭認(rèn)同程度，受訪者被要求選擇最能代表他們對家庭認(rèn)同程度的一對圓圈，從1到7表示從無重疊到高度重疊。

家庭凝聚力。本文采用李路路關(guān)于家庭凝聚力的定義與測量方法，將家庭凝聚力分為三個維度，即居住模式、情感聯(lián)絡(luò)和代際支持，情感聯(lián)絡(luò)通過親子交流的頻度來測量，而代際支持則是通過子女對父母的照料支持和經(jīng)濟支持，父母對子女的照料支持和經(jīng)濟支持來測量。在此基礎(chǔ)上考慮到大學(xué)生群體均是在校居住，因此舍棄居住模式這一測量項，并在代際支持中加入數(shù)字反哺的測量，采用周裕瓊關(guān)于新媒體知識的哺育與反哺的測量項目，使用兩個維度來測量家庭凝聚力。

（1）情感聯(lián)絡(luò)：你與父母之間是否經(jīng)常進行面對面的聯(lián)系與交流;你與父母之間是否經(jīng)常進行其他形式的聯(lián)絡(luò);取值從1到8，數(shù)值越大表明聯(lián)絡(luò)次數(shù)越多。

（2）代際支持：子女對父母的經(jīng)濟支持、照料支持、數(shù)字反哺和其他支持，其中數(shù)字反哺的測量項目包括“子女為父母提供新媒體技能方面的支持（包括如何使用微信視頻聊天、轉(zhuǎn)賬等）”、“子女為父母提供新媒體技能應(yīng)用的支持（包括如何使用新媒體完成工作）”、“子女為父母提供新媒體內(nèi)容方面的支持（包括探討網(wǎng)絡(luò)熱點事件等）”。該變量為定類變量，0代表沒有提供支持或極少提供支持，1代表有時/經(jīng)常/總是提供支持。

（二）數(shù)據(jù)分析

1. 樣本結(jié)構(gòu)分析

此本文采用Cronbach α信度系數(shù)評估測量各量表的內(nèi)部一致性，對話導(dǎo)向的15個題項的α信度系數(shù)為0.936，服從導(dǎo)向的11個題項的α信度系數(shù)為0.884，個人-扮演身份差異的11個題項的α信度系數(shù)為0.812，個人-關(guān)系身份差異的12個題項的α信度系數(shù)為0.725，關(guān)系-公共身份差異的3個題項的α信度系數(shù)為0.816，家庭凝聚力的7個題項的α信度系數(shù)為0.734，這表明本研究的量表信度較好。

2. 共同方法偏差的檢驗

本研究采用Hayes提出的條件過程模型代替?zhèn)鹘y(tǒng)的“有調(diào)節(jié)的中介模型”，以更好的解釋自變量影響因變量的機制。模型采用Hayes開發(fā)的SPSS宏程序Process檢驗，檢驗身份差異的中介效應(yīng)和家庭認(rèn)同的調(diào)節(jié)作用。

共同方法偏差（Common Method Biases）是指因為同樣的數(shù)據(jù)來源或者評分者、同樣的測量環(huán)境、項目語境以及項目本身特征所造成的預(yù)測變量與效標(biāo)變量之間人為的共變[35]，本研究采用Harman的單因素分析法檢驗共同方法偏差，分析結(jié)果表明，未旋轉(zhuǎn)的探索性因子分析結(jié)果提取出特征根大于1的因子共14個，最大因子的方差解釋率為23.436%，小于40%的臨界值，故本研究不存在嚴(yán)重的共同方法偏差。

3. 變量描述統(tǒng)計分析

各變量均是由多個測量項測量所得，因此為方便后續(xù)分析，對各變量的多個測量項分別進行加總求平均。將對話導(dǎo)向、服從導(dǎo)向、個人-扮演身份差異、個人-關(guān)系身份差異、關(guān)系-公共身份差異、家庭認(rèn)同與家庭凝聚力進行相關(guān)分析。結(jié)果如下表所示。

由上表可知，各變量之間的相關(guān)關(guān)系顯著，其中，個人-扮演身份差異與個人-關(guān)系身份差異均與家庭凝聚力呈負相關(guān);對話導(dǎo)向與個人-扮演身份差異、個人-關(guān)系身份差異呈負相關(guān);服從導(dǎo)向與個人-扮演身份差異、個人-關(guān)系身份差異有相關(guān)關(guān)系，且均呈正相關(guān);關(guān)系-公共身份差異與家庭凝聚力呈負相關(guān)。各研究變量之間顯著相關(guān)，進行條件過程分析。

4. 對話導(dǎo)向、身份差異、家庭認(rèn)同與家庭凝聚力

將對話導(dǎo)向作為自變量，將個人-扮演身份差異、個人-關(guān)系身份差異、關(guān)系-公共身份差異作為中介變量，家庭凝聚力作為因變量，家庭認(rèn)同作為調(diào)節(jié)變量調(diào)節(jié)中介路徑的后半路徑，進行條件過程分析。

由上表可知，對話導(dǎo)向與個人扮演身份差異、個人-關(guān)系身份差異呈負相關(guān)，支持研究假設(shè)2;個人-扮演身份差異與家庭凝聚力呈負相關(guān)，個人-關(guān)系身份差異與家庭凝聚力呈正相關(guān)，研究假設(shè)1得到部分支持;關(guān)系-公共身份差異與家庭凝聚力呈負相關(guān)，支持研究假設(shè)4。

由表可知，以家庭凝聚力為因變量，對話導(dǎo)向?qū)彝ツ哿Φ恼蝾A(yù)測作用顯著，個人-扮演身份差異、個人-關(guān)系身份差異及關(guān)系-公共身份差異對于家庭凝聚力的預(yù)測作用均不顯著。

個人-扮演身份差異和家庭認(rèn)同的交互作用顯著（t=-2.638，p<0.05），即家庭認(rèn)同對個人-扮演身份差異與家庭凝聚力的關(guān)系具有負向調(diào)節(jié)作用;個人-關(guān)系身份差異和家庭認(rèn)同的交互作用不顯著（t=-1.417，p>0.05），因此不進行后續(xù)分析;關(guān)系-公共身份差異和家庭認(rèn)同的交互作用顯著（t=2.319，p<0.05），即家庭認(rèn)同對于關(guān)系-公共身份差異與家庭凝聚力的關(guān)系具有正向調(diào)節(jié)作用。

（1）不同家庭認(rèn)同水平下對話導(dǎo)向?qū)彝ツ哿Φ挠绊憽獋€人-扮演身份差異的中介作用

進一步按照均值加一個標(biāo)準(zhǔn)差、均值、均值減一個標(biāo)準(zhǔn)差區(qū)分高中低三種家庭認(rèn)同水平，分析不同家庭認(rèn)同水平下，個人-扮演差異對家庭凝聚力的直接影響作用，如下表所示，家庭認(rèn)同水平高時（p=0.013<0.05），個人-身份差異對家庭凝聚力的直接影響顯著，即對于家庭凝聚力的直接作用更強。

同時分析不同家庭認(rèn)同水平下，對話導(dǎo)向通過個人-扮演身份差異中介對家庭凝聚力的間接影響，結(jié)果表明，當(dāng)家庭認(rèn)同水平高時，95%的置信區(qū)間為[0.008，0.128]，不包含0，對話導(dǎo)向通過個人-扮演身份差異影響家庭凝聚力的間接作用顯著。

（2）家庭認(rèn)同對個人-扮演身份差異和家庭凝聚力關(guān)系的調(diào)節(jié)作用

將家庭認(rèn)同、個人-扮演身份差異分別按照均值加一個標(biāo)準(zhǔn)差、均值、均值減一個標(biāo)準(zhǔn)差區(qū)分高中低，考察不同家庭認(rèn)同水平下個人-扮演身份差異對于家庭凝聚力的影響，并畫出簡單斜率分析圖。

對于家庭認(rèn)同水平較低的被試，個人-扮演身份差異對于家庭凝聚力的預(yù)測作用不顯著（B=0.065，t=1.277，p>0.05）。對于家庭認(rèn)同水平較低高的被試，個人-扮演身份差異對家庭凝聚力具有顯著的負向預(yù)測作用（B=-0.121，t=-2.436，p<0.01），即在對話導(dǎo)向的家庭傳播模式中，當(dāng)個體的家庭認(rèn)同水平較高時，隨個體感受到的個人-扮演身份差異程度的升高，家庭凝聚力隨之下降。

（3）不同家庭認(rèn)同水平下對話導(dǎo)向?qū)彝ツ哿Φ挠绊憽P(guān)系-公共身份差異的中介作用

進一步按照均值加一個標(biāo)準(zhǔn)差、均值、均值減一個標(biāo)準(zhǔn)差區(qū)分高中低三種家庭認(rèn)同水平，分析不同家庭認(rèn)同水平下，關(guān)系-公共身份差異對家庭凝聚力的直接影響作用，如下表所示，家庭認(rèn)同水平低時（p=0.011<0.05），關(guān)系-公共身份差異對家庭凝聚力的直接影響顯著，即對于家庭凝聚力的直接作用更強。

同時分析不同家庭認(rèn)同水平下，對話導(dǎo)向通過關(guān)系-公共身份差異中介對家庭凝聚力的間接影響，結(jié)果表明，當(dāng)家庭認(rèn)同水平低時，95%的置信區(qū)間為[0.001，0.043]，不包含0，對話導(dǎo)向通過關(guān)系-公共身份差異影響家庭凝聚力的間接作用顯著。

（4）家庭認(rèn)同對關(guān)系-公共身份差異和家庭凝聚力關(guān)系的調(diào)節(jié)作用

將家庭認(rèn)同、關(guān)系-公共差異分別按照均值加一個標(biāo)準(zhǔn)差、均值、均值減一個標(biāo)準(zhǔn)差區(qū)分高中低，考察不同家庭認(rèn)同水平下關(guān)系-公共身份差異對于家庭凝聚力的影響，并畫出簡單斜率分析圖。

于家庭認(rèn)同水平較低的被試，關(guān)系-公共身份差異對于家庭凝聚力有顯著的負向預(yù)測作用（B=-0.109，t=-2.544，p<0.01），即在對話導(dǎo)向的家庭傳播模式中，當(dāng)個體的家庭認(rèn)同水平較低時，隨著個體感受到的關(guān)系-公共身份差異程度的升高，家庭凝聚力也隨之降低。對于家庭認(rèn)同水平較低高的被試，關(guān)系-公共身份差異對家庭凝聚力的預(yù)測作用不顯著（B=0.022，t=0.556，p>0.05）。

5. 服從導(dǎo)向、身份差異、家庭認(rèn)同與家庭凝聚力

將服從導(dǎo)向作為自變量，將個人-扮演身份差異、個人-關(guān)系身份差異、關(guān)系-公共身份差異作為中介變量，家庭凝聚力作為因變量，家庭認(rèn)同作為調(diào)節(jié)變量調(diào)節(jié)中介路徑的后半路徑，進行條件過程分析。

由上表可知，服從導(dǎo)向與個人扮演身份差異、個人-關(guān)系身份差異呈正相關(guān)，支持研究假設(shè)3;個人-扮演身份差異、個人-關(guān)系身份差異與家庭凝聚力均呈負相關(guān)，個人-關(guān)系身份差異與家庭凝聚力呈正相關(guān)，支持研究假設(shè)1;關(guān)系-公共身份差異與家庭凝聚力呈正相關(guān)，研究假設(shè)4未得到支持。

由表可知，以家庭凝聚力為因變量，服從導(dǎo)向?qū)彝ツ哿Φ念A(yù)測作用不顯著，個人-扮演身份差異對家庭凝聚力的負向預(yù)測作用顯著，個人-關(guān)系身份差異及關(guān)系-公共身份差異對于家庭凝聚力的預(yù)測作用均不顯著。

個人-扮演身份差異和家庭認(rèn)同的交互作用顯著（t=-3.171，p<0.05），即家庭認(rèn)同對個人-扮演身份差異與家庭凝聚力的關(guān)系具有負向調(diào)節(jié)作用;個人-關(guān)系身份差異和家庭認(rèn)同的交互作用不顯著（t=-0.342，p>0.05），因此不進行后續(xù)分析;關(guān)系-公共身份差異和家庭認(rèn)同的交互作用顯著（t=3.719，p<0.05），即家庭認(rèn)同對于關(guān)系-公共身份差異與家庭凝聚力的關(guān)系具有正向調(diào)節(jié)作用。

（1）不同家庭認(rèn)同水平下服從導(dǎo)向?qū)彝ツ哿Φ挠绊憽獋€人-扮演身份差異的中介作用

進一步按照均值加一個標(biāo)準(zhǔn)差、均值、均值減一個標(biāo)準(zhǔn)差區(qū)分高中低三種家庭認(rèn)同水平，分析不同家庭認(rèn)同水平下，個人-扮演身份差異對家庭凝聚力的直接影響作用，如下表所示，家庭認(rèn)同水平中等（p=0.000<0.05）和高時（p=0.000<0.05），個人-扮演身份身份差異對家庭凝聚力的直接影響均顯著，即對于家庭凝聚力的直接作用更強。

同時分析不同家庭認(rèn)同水平下，服從導(dǎo)向通過個人-扮演身份差異中介對家庭凝聚力的間接影響，結(jié)果表明，當(dāng)家庭認(rèn)同水平中時，95%的置信區(qū)間為[-0.094，-0.027]，當(dāng)家庭認(rèn)同水平高時，95%的置信區(qū)間為[-0.159，-0.055]，均不包含0，服從導(dǎo)向通過個人-扮演身份差異影響家庭凝聚力的間接作用顯著。

（2）家庭認(rèn)同對個人-扮演身份差異和家庭凝聚力關(guān)系的調(diào)節(jié)作用

將家庭認(rèn)同、個人-扮演身份差異分別按照均值加一個標(biāo)準(zhǔn)差、均值、均值減一個標(biāo)準(zhǔn)差區(qū)分高中低，考察不同家庭認(rèn)同水平下個人-扮演身份差異對于家庭凝聚力的影響，并畫出簡單斜率分析圖。

對于家庭認(rèn)同水平較低的被試，個人-扮演身份差異對于家庭凝聚力的預(yù)測作用不顯著（B=-0.031，t=-0.562，p>0.05）。對于家庭認(rèn)同水平較低高的被試，個人-扮演身份差異對家庭凝聚力具有顯著的負向預(yù)測作用（B=-0.278，t=-5.297，p<0.01），在服從導(dǎo)向的家庭傳播模式中，當(dāng)個體的家庭認(rèn)同水平較高時，隨個體感受到的個人-扮演身份差異程度的升高，家庭凝聚力隨之下降。

（3）不同家庭認(rèn)同水平下服從導(dǎo)向?qū)彝ツ哿Φ挠绊憽P(guān)系-公共身份差異的中介作用

進一步按照均值加一個標(biāo)準(zhǔn)差、均值、均值減一個標(biāo)準(zhǔn)差區(qū)分高中低三種家庭認(rèn)同水平，分析不同家庭認(rèn)同水平下，關(guān)系-公共身份差異對家庭凝聚力的直接影響作用，如下表所示，家庭認(rèn)同水平高時（p=0.002<0.05），關(guān)系-公共身份差異對家庭凝聚力的直接影響顯著，即對于家庭凝聚力的直接作用更強。

同時分析不同家庭認(rèn)同水平下，服從導(dǎo)向通過關(guān)系-公共身份差異中介對家庭凝聚力的間接影響，結(jié)果表明，當(dāng)家庭認(rèn)同水平高時，95%的置信區(qū)間為[0.012，0.076]，不包含0，服從導(dǎo)向通過關(guān)系-公共身份差異影響家庭凝聚力的間接作用顯著。

（4）家庭認(rèn)同對關(guān)系-公共身份差異和家庭凝聚力關(guān)系的調(diào)節(jié)作用

將家庭認(rèn)同、關(guān)系-公共差異分別按照均值加一個標(biāo)準(zhǔn)差、均值、均值減一個標(biāo)準(zhǔn)差區(qū)分高中低，考察不同家庭認(rèn)同水平下關(guān)系-公共身份差異對于家庭凝聚力的影響，并畫出簡單斜率分析圖。

對于家庭認(rèn)同水平較低的被試，關(guān)系-公共身份差異對于家庭凝聚力有顯著的負向預(yù)測作用（B=-0.101，t=-2.121，p<0.05），即在服從導(dǎo)向的家庭傳播模式中，當(dāng)個體的家庭認(rèn)同水平較低時，隨著個體感受到的關(guān)系-公共身份差異程度的升高，家庭凝聚力也隨之降低。對于家庭認(rèn)同水平較低高的被試，關(guān)系-公共身份差異對家庭凝聚力有顯著的正向預(yù)測作用（B=0.130，t=3.134，p<0.01），即在服從導(dǎo)向的家庭傳播模式中，當(dāng)個體的家庭認(rèn)同水平較高時，隨著個體感受到的關(guān)系-公共身份差異程度的升高，家庭凝聚力也隨之上升。

三、結(jié)論與討論

本研究解釋了家庭傳播模式對家庭凝聚力的預(yù)測作用，及由身份差異中介并受到家庭認(rèn)同調(diào)節(jié)的條件過程模型。對221個大學(xué)生樣本進行分析與總結(jié)，針對家庭傳播模式的對話導(dǎo)向和服從導(dǎo)向，個人-扮演身份差異、個人-關(guān)系身份差異和關(guān)系-公共身份差異，家庭認(rèn)同多個變量對于家庭凝聚力的調(diào)節(jié)中介作用進行了詳細的分析與解讀。

（一）身份差異在家庭傳播模式與家庭凝聚力關(guān)系之間的中介作用

研究結(jié)果表明，家庭傳播模式中的對話導(dǎo)向?qū)彝ツ哿τ姓蝾A(yù)測作用，這符合Schrodt等人所認(rèn)為的對話導(dǎo)向是家庭建設(shè)中的積極因素這一結(jié)論[36]。成長于重視開放溝通交流的家庭環(huán)境中，有利于個體學(xué)習(xí)并掌握管理家庭關(guān)系的能力，而良好的家庭傳播模式和家庭緊密度會促使數(shù)字反哺的產(chǎn)生，增進反哺效果[37]，對話導(dǎo)向的家庭強調(diào)子代與親代之間的對話溝通，在此環(huán)境下子女的數(shù)字反哺也更容易開展。

同時，對于個人-扮演身份差異、個人-關(guān)系身份差異和關(guān)系-公共身份差異而言，對話導(dǎo)向的家庭傳播模式是這些身份差距的負面預(yù)測因素，換言之，在重視開放式溝通的家庭環(huán)境中成長，有利于為家庭成員個體提供管理家庭關(guān)系的有效溝通能力，進而限制了這些身份差異的發(fā)展。

在對話導(dǎo)向的家庭傳播模式對家庭凝聚力的正向預(yù)測中，身份差異起到了中介作用，具體來說，以對話導(dǎo)向為主的家庭中，其對話溝通程度越高，家庭成員的個人-扮演身份差異與關(guān)系-公共身份差異越低，其家庭凝聚力也就越強。對話導(dǎo)向的家庭傳播模式與個體的心理健康有顯著的正相關(guān)關(guān)系，當(dāng)個體生長在一個自由、開放和鼓勵溝通交流的環(huán)境中時，個體會更愿意在家庭傳播和溝通中展現(xiàn)真實的自我;同時在此家庭環(huán)境下，個體所感知到的家庭也更符合其心目中理想家庭的特征，進而會積極與父母進行情感聯(lián)絡(luò)、照料支持、經(jīng)濟支持和數(shù)字反哺。這些結(jié)果表明，與個體認(rèn)為自己的家庭成員是否了解其真實的自我（即個人-關(guān)系身份差異）相比，個體能否在家庭中做真實的自己（即個人-扮演身份差異）和個體理想中的自我（即關(guān)系-公共身份差異）對于家庭凝聚力有著更有重要的影響。

服從導(dǎo)向的家庭傳播模式對家庭凝聚力并未有顯著的直接預(yù)測作用，服從導(dǎo)向的家庭更多強調(diào)的是子女對父母的服從，不鼓勵子女在觀念上與父母進行爭論，在此環(huán)境下，家庭內(nèi)部的溝通受到影響，數(shù)字反哺的進行受到阻礙。

服從導(dǎo)向的家庭傳播模式是個人-扮演身份差異、個人-關(guān)系身份差異、關(guān)系-公共身份差異的正面預(yù)測因素，以服從導(dǎo)向為主的家庭環(huán)境，家庭成員所表現(xiàn)出的身份差異也越高，隨著身份差異的進一步發(fā)展，其對個體的幸福生活影響也就越大，服從導(dǎo)向的家庭傳播模式本身并不帶有負面色彩，但當(dāng)家庭強制個體，尤其是年輕家庭成員遵守與其個人身份和扮演身份不一樣的價值觀和信念時，它對個體產(chǎn)生的負面影響越大[38]。

服從導(dǎo)向的家庭傳播模式對家庭凝聚力的影響受到身份差異的中介作用，具體來說，在服從導(dǎo)向為主的家庭中，其服從程度越高，家庭成員的個人-扮演身份差異與關(guān)系-公共身份差異越高，家庭凝聚力越弱。服從導(dǎo)向的家庭傳播模式與個體的心理健康和幸福呈負相關(guān)，高服從導(dǎo)向的家庭鼓勵家庭成員根據(jù)家庭身份來定義自己，當(dāng)家庭強制成員遵守與其個人身份不一樣的價值觀和信念時，個體的真實自我與理想自我產(chǎn)生差距，家庭成員的個人-扮演身份差異和關(guān)系-公共身份差異得到加強。當(dāng)個體在家庭中不能做真實的自己，也不會在家庭關(guān)系有更多投入，相應(yīng)地個體對于家庭成員包括父母的情感聯(lián)絡(luò)和代際支持也會減少。

（二）家庭認(rèn)同在身份差異與家庭凝聚力關(guān)系中的調(diào)節(jié)作用

家庭認(rèn)同對身份差異與家庭凝聚力的關(guān)系具有調(diào)節(jié)作用。具體地說，在對話導(dǎo)向的家庭傳播模式中，當(dāng)個體的家庭認(rèn)同水平較高時，隨個體感受到的個人-扮演身份差異程度的升高，家庭凝聚力隨之下降;當(dāng)個體的家庭認(rèn)同水平較低時，隨著個體感受到的關(guān)系-公共身份差異程度的升高，家庭凝聚力也隨之降低。在服從導(dǎo)向的家庭傳播模式中，當(dāng)個體的家庭認(rèn)同水平較高時，隨個體感受到的個人-扮演身份差異程度的升高，家庭凝聚力隨之下降;當(dāng)個體的家庭認(rèn)同水平較低時，隨著個體感受到的關(guān)系-公共身份差異程度的升高，家庭凝聚力也隨之降低，當(dāng)個體的家庭認(rèn)同水平較高時，隨著個體感受到的關(guān)系-公共身份差異程度的升高，家庭凝聚力也隨之上升。

家庭認(rèn)同體現(xiàn)的是個體作為家庭中的個體與家庭群體間的聯(lián)系，表現(xiàn)的是個體的主觀感受，同時家庭認(rèn)同也會影響個體與父母的互動行為。當(dāng)個體處在氛圍良好重視溝通的家庭環(huán)境中時，個體會更愿意在家庭中展現(xiàn)真實的自我，個體與父母的關(guān)系也會更緊密，個體認(rèn)為其所感知到的家庭比較符合理想中的家庭特征，因此個體希望自己與家庭維持良好長久的關(guān)系，會在情感、經(jīng)濟等方面為家庭提供支持。而當(dāng)個體處在強調(diào)服從和一致性的家庭中，當(dāng)個體不認(rèn)同家庭中的規(guī)則和價值觀念，個體的性格發(fā)展受到壓制，真實自我與理想自我產(chǎn)生分歧，因而個體在家庭中感受不到歸屬感和真實感，個體感知到的家庭與其理想中的家庭特征相差甚遠，所以個體也不會希望與家庭有更多的聯(lián)系，因此在家庭關(guān)系和家庭互動行為中也不會投入太多;當(dāng)個體認(rèn)同家庭所強調(diào)遵守和服從的規(guī)則時，個體對家庭的認(rèn)同感和歸屬感會提升，此時的家庭符合個體理想中的家庭特征，個體會更加親近家庭，增加與家庭的互動行為，在情感交流、經(jīng)濟支持、數(shù)字反哺方面?zhèn)€體也更愿意投入精力。

家庭是社會結(jié)構(gòu)中的重要關(guān)系，也是個體日常生活的關(guān)系基礎(chǔ)，是子女與父母代際互動行為發(fā)生的重要環(huán)境，同時隨著現(xiàn)代化和信息技術(shù)的發(fā)展，傳統(tǒng)的家庭形式受到?jīng)_擊，數(shù)字代溝在家庭中出現(xiàn)，親子之間的凝聚力被削弱。本文的研究已經(jīng)表明，不同的家庭傳播模式、個體的身份差異和家庭認(rèn)同都對于家庭凝聚力有著不同的影響，因此本文將從家庭傳播模式出發(fā)，結(jié)合個體身份差異與家庭認(rèn)同，探討提升家庭凝聚力、增強代際互動行為的策略。

改善家庭傳播模式，鼓勵個體的觀點表達。對話導(dǎo)向的家庭傳播模式對于家庭凝聚力有正向預(yù)測作用。在以往的家庭關(guān)系中，父母往往擁有絕對的權(quán)威，扮演著教育教導(dǎo)的角色，試圖去規(guī)范和管教子女的態(tài)度、行為乃至本性，這種家庭環(huán)境和家庭溝通方式，在一定程度上影響了子女的人格發(fā)展，及子女與父母溝通的意愿，進而影響子女與父母之間的代際互動行為。同時隨著時代的變化，這種傳統(tǒng)的親子關(guān)系形式已經(jīng)不適合當(dāng)代的社會環(huán)境，子女借助信息化的優(yōu)勢，看待事物也多有自己的立場和觀點，父母應(yīng)該更多的為子女提供表達的場所和機會，子女也應(yīng)多理解父母，站在父母的角度思考問題。因此改善家庭傳播模式，父母要秉持著開放溝通的態(tài)度，不要過于嚴(yán)肅，子女也要對父母更有耐心，雙方都注重溝通的有效性和持續(xù)性，為代際互動行為提供良好的環(huán)境，一方面既可以增強子女與家庭之間的親密度，又能夠促進代際互動行為的產(chǎn)生，提升家庭凝聚力。

改善家庭傳播模式，緩和個體的身份差異，越重視開放溝通的家庭，個體所感受到的身份差異越低，與之相反，越強調(diào)規(guī)則服從的家庭，個體所感受到的身份差異越高。如果個體在家庭中能夠做“真正的自己”，而不是去“掩飾”“隱藏”自己真正的想法和行為，個體會更加親近家庭，為家庭關(guān)系的維護和發(fā)展做出自己的貢獻。因此改善家庭傳播模式，要提升家庭的對話溝通程度，從而緩和個體的身份差異，個體也會更傾向于為家庭提供經(jīng)濟支持，與父母進行更多的情感交流，在數(shù)字時代為父母提供更多的數(shù)字反哺，增強家庭凝聚力。

改善家庭傳播模式，增強個體的家庭認(rèn)同。家庭是重要的關(guān)系群體，家庭的個體之間有著非常緊密的私人關(guān)系，家庭認(rèn)同使得個體把家庭的利益和其自身的利益相結(jié)合，并且會以家庭利益為出發(fā)點來指導(dǎo)自己的行為。家庭認(rèn)同會影響個體的家庭行為，家庭認(rèn)同程度高，個體更傾向于把家庭的成敗得失看為自己的成敗得失，也更傾向于為家庭利益而奮斗。因此改善家庭傳播模式，要營造良好的家庭溝通氛圍，為個體提供表達觀點的環(huán)境，緩和個體的身份差異，從而增強個體與家庭之間的聯(lián)系，個體也會更多地為家庭凝聚力的提升貢獻自己的力量。

注釋：

[1] 楊席珍.家庭傳播芻議[J].新聞傳播，2015（12）：16-18.

[2] Xu， X.， Lai， S.-C. （2004）. Gender Ideologies， Marital Roles， and Marital Quality in Taiwan. Journal of Family Issues， 25（3）， 318–355.

[3] 周裕瓊.數(shù)字代溝與文化反哺：對家庭內(nèi)“靜悄悄的革命”的量化考察[J].現(xiàn)代傳播（中國傳媒大學(xué)學(xué)報），2014，36（02）：117-123.

[4] 王倩. 數(shù)字代溝和數(shù)字反哺：新媒體使用與親子關(guān)系的實證研究[D].重慶大學(xué)，2017.

[5] [36] Schrodt， P.， Witt， P. L.， Messersmith， A. S. （2008）. A meta-analytical review of family communication patterns and their associations with information processing， behavioral， and psychosocial outcomes. Communication Monographs， 75， 248–269.

[6] Koerner， A. F.， Fitzpatrick， M. A. （2002b）. Toward a theory of family communication. Communication Theory， 12， 70–91.

[7] [31] 楊菊華，李路路.代際互動與家庭凝聚力——東亞國家和地區(qū)比較研究[J].社會學(xué)研究，2009，24（03）：26-53+243.

[8] Arnett， J. J. （2007）. Emerging adulthood： What is it， and what is it good for？ Child Development Perspectives， 1， 68–73.

[9] [17] [21] [22] Jung， E.， Hecht， M. L. （2004）. Elaborating the communication theory of identity： Identity gaps and communication outcomes. Communication Quarterly， 52， 265–283.

[10] [20] [23] [25] [28] [34] Phillips， K.， Ledbetter， A.， Soliz， J.， Bergquist， G. （2018）. Investigating the interplay between identity gaps and communication patterns in predicting relational intentions in families in the United States. Journal of Communication， 68（3）， 590-611.

[11] McLeod， J. M.， Chaffee， S. R. （1972）. The social construction of reality. In J. Tedeschi （Ed.）， The social influence processes （pp. 50-99）. Chicago， IL： Aldine-Atherton.

[12] Ritchie， L. D. （1991）. Family communication patterns： An epistemic analysis and conceptual reinterpretation. Communication Research， 18， 548-565.

[13] Koerner， A. F.， Fitzpatrick， M. A. （2002a）. Toward a theory of family communication. Communication Theory， 12， 70-91.

[14] Valenzuela， S.， Bachmann， I.， Aguilar， M. （2019）. Socialized for News Media Use： How Family Communication， Information-Processing Needs， and Gratifications

[15] Noller， P. （1995）. Parent-adolescent relationships. In M. A. Fitzpatrick and A. L. Vangelisti （Eds.）， Explaining family interactions （77-111）. Thousand Oaks， CA： Sage

[16] Zarnaghash， M.， Zarnaghash， M.， Zarnaghash， N. （2013）. The relationship between family communication patterns and mental health. Procedia-Social and Behavioral Sciences， 84， 405–410.

[18] Hecht， M. L， Warren， J. R.， Jung， E.， Kreiger， J. L. （2005）. The communication theory of identity： Development， theoretical perspective， and future directions. In W. B. Gudykunst （Ed.）， Theorizing about intercultural communication （pp. 257-278）. Los Angeles， CA：Sage Publication.

[19] Carole A. Barbato， Elizabeth E. Graham and Elizabeth M. Perse （2003） Communicating in the Family： An Examination of the Relationship of Family Communication Climate and Interpersonal Communication Motives， Journal of Family Communication， 3：3， 123-148.

[24] Putnam， R. D. （2007）， E Pluribus Unum： Diversity and Community in the Twenty‐first Century The 2006 Johan Skytte Prize Lecture. Scandinavian Political Studies， 30： 137-174.

[26] 徐海東.家庭認(rèn)同的代際差異與變遷趨勢探究[J].青年研究，2016（02）：49-57+95.

[27] 崔麗娟，戚瑋，單銘明.家庭認(rèn)同和認(rèn)同融合對極端家庭行為的影響及其中介變量的研究[J].心理研究，2013，6（03）：69-74.

[29] Scharp， K. M.， & Thomas， L. J. （2016）. Family “bonds”： Making meaning of parent-child relationships in estrangement narratives. Journal of Family Communication， 16， 32-50.

[30] Olson， D. H. （2011）. FACES IV and the circumplex model： Validation study. Journal of Marital and Family Therapy， 37（1）， 64-80.

[32] 楊善華.中國當(dāng)代城市家庭變遷與家庭凝聚力[J].北京大學(xué)學(xué)報（哲學(xué)社會科學(xué)版），2011，48（02）：150-158.

[33] 張新芬.家庭凝聚力及其價值評價[J].北京師范大學(xué)學(xué)報，1987（05）：94-97+75.

[35] 周浩，龍立榮.共同方法偏差的統(tǒng)計檢驗與控制方法[J].心理科學(xué)進展，2004（06）：942-950.

[37] 李涵.家庭代際信息反哺與老年群體的數(shù)字化變遷——來自103戶大學(xué)生家庭的調(diào)查[D].河南：鄭州大學(xué)，2018.

[38] Keating， D. M. （2016）. Conversation orientation and conformity orientation are inversely related： A meta-analysis. Communication Research Reports， 33， 195–206.

（作者單位：江蘇省泰州市委組織部新媒體中心）