共同教養(yǎng)、自我擴(kuò)張與婚姻質(zhì)量：基于夫妻成對(duì)數(shù)據(jù)分析*

賴曉璐 劉學(xué)蘭 林麗云 周子涵

(華南師范大學(xué)心理學(xué)院，腦認(rèn)知與教育科學(xué)教育部重點(diǎn)實(shí)驗(yàn)室（華南師范大學(xué)），心理應(yīng)用研究中心，廣東省心理健康與認(rèn)知科學(xué)重點(diǎn)實(shí)驗(yàn)室，廣州 510631)

1 引言

婚姻質(zhì)量（marital quality）是一個(gè)復(fù)雜的概念，本研究采用客觀派的觀點(diǎn)，認(rèn)為婚姻質(zhì)量存在客觀表現(xiàn)形式，體現(xiàn)在婚姻調(diào)適、溝通互動(dòng)的模式、解決沖突的方式等方面（胡博,2017;Glenn,1990）。就個(gè)體而言，婚姻質(zhì)量出現(xiàn)問題、關(guān)系不和則是自殺嘗試的一個(gè)風(fēng)險(xiǎn)因素（Kaslow et al.,2000）。在婚姻關(guān)系中感到不滿的個(gè)體，酒精濫用的風(fēng)險(xiǎn)增加了3.7 倍（Whisman,Uebelacker,& Bruce,2006），且傾向于報(bào)告更多的抑郁癥狀（Culp & Beach,1998）。就家庭而言，積極的婚姻關(guān)系有助于提升家庭凝聚力，營造和諧氛圍，并對(duì)家庭成員健康具有保護(hù)作用（Koball,Moiduddin,Henderson,Goesling,& Besculides,2010;Rendall,Weden,Favreault,& Waldron,2011）?？梢娀橐鲫P(guān)系是否和諧對(duì)個(gè)體和家庭影響重大，了解婚姻質(zhì)量的影響因素和作用機(jī)制具有重要的理論和實(shí)踐意義。

共同教養(yǎng)（co-parenting）是近年來婚姻關(guān)系和養(yǎng)育研究中出現(xiàn)的最有影響力的因素之一（Morrill,Hines,Mahmood,& Córdova,2010）。根據(jù)家庭系統(tǒng)理論，共同教養(yǎng)是指父親和母親之間所產(chǎn)生的共同參與教養(yǎng)孩子的行為和觀點(diǎn)，以及在教養(yǎng)過程中表現(xiàn)出的彼此支持或反對(duì)的教養(yǎng)行為或意圖（侯忠偉,2007），屬于父母子系統(tǒng)；而婚姻質(zhì)量屬于夫妻子系統(tǒng)。家庭系統(tǒng)理論指出夫妻子系統(tǒng)通過溢出效應(yīng)（spillover effect）或補(bǔ)償效應(yīng)（compensatory hypothesis）影響父母子系統(tǒng)（Erel & Burman,1995;Grych,2002）。在共同教養(yǎng)上，溢出效應(yīng)指婚姻沖突的不滿情緒會(huì)導(dǎo)致消極的教養(yǎng)及親子關(guān)系，而積極的婚姻關(guān)系能提高夫妻間的共同教養(yǎng)行為，促進(jìn)親子關(guān)系的發(fā)展；補(bǔ)償效應(yīng)指對(duì)于婚姻不滿的夫妻而言，他們會(huì)把更多的時(shí)間和精力放在與子女的溝通和相處上，以補(bǔ)償婚姻中缺乏的情感或滿足感（Kwok,Cheng,Chow,& Ling,2015）。有研究證實(shí)了婚姻質(zhì)量能顯著正向預(yù)測(cè)共同教養(yǎng)，符合溢出效應(yīng)。那些擁有積極婚姻關(guān)系的夫妻，在共同教養(yǎng)過程中具有更高的參與度和更多的支持行為（Camisasca,Miragoli,Di Blasio,& Feinberg,2019;Fan,Ren,& Li,2020;Peltz,Rogge,& Sturge-Apple,2018），與教養(yǎng)有關(guān)的沖突行為更少（劉暢,伍新春,鄒盛奇,2016）；而敵對(duì)的婚姻關(guān)系則會(huì)增加競(jìng)爭性共同教養(yǎng)，降低伴侶之間的互動(dòng)性和反應(yīng)性，增加父親從共同教養(yǎng)關(guān)系中退出的風(fēng)險(xiǎn)（Altenburger & Schoppe-Sullivan,2021）。也有研究發(fā)現(xiàn)婚姻質(zhì)量對(duì)共同教養(yǎng)會(huì)起到負(fù)向預(yù)測(cè)作用，擁有較低婚姻質(zhì)量的夫妻在教養(yǎng)孩子的過程中會(huì)投入更多時(shí)間和精力，符合補(bǔ)償效應(yīng)（Oosterhouse,Riggs,Kaminski,& Blumenthal,2020）。

雖然家庭系統(tǒng)理論提出兩個(gè)系統(tǒng)之間存在雙向關(guān)聯(lián)，但僅有少數(shù)研究探討共同教養(yǎng)對(duì)婚姻質(zhì)量的影響，尤其是非西方文化背景下（Kwok et al.,2015）。部分實(shí)證研究發(fā)現(xiàn)，夫妻的共同教養(yǎng)關(guān)系越積極，他們的婚姻滿意度就越高（Durtschi,Soloski,& Kimmes,2017;Kwok et al.,2015;Latham,Mark,& Oliver,2019）。在共同教養(yǎng)與婚姻質(zhì)量的研究中，雖然證實(shí)存在溢出或者補(bǔ)償效應(yīng)（即情感和行為在個(gè)體內(nèi)的遷移），但多數(shù)研究只關(guān)注母親樣本，而缺乏父親的數(shù)據(jù)（Kwok et al.,2015;Lamela,Figueiredo,Jongenelen,Morais,& Simpson,2020）。尤其在我國，共同教養(yǎng)的研究主要集中在個(gè)體的教養(yǎng)行為而非父親和母親之間的教養(yǎng)合作和互動(dòng)上（McHale,Rao,& Krasnow,2000），因而無法分析情感和行為在父母之間的遷移，即交叉效應(yīng)（crossover effect）。家庭系統(tǒng)理論認(rèn)為，父母在教養(yǎng)孩子的過程中相互影響，家庭相關(guān)的研究最好能同時(shí)考察父親和母親的作用（McHale,1995;Minuchin,1988）。研究發(fā)現(xiàn)，家庭中父親的支持性教養(yǎng)行為對(duì)維持幸福穩(wěn)定的婚姻更為重要（Feinberg,2003），而且父親的參與對(duì)母親的婚姻滿意度起著至關(guān)重要的作用（Kwok et al.,2015）。因而在現(xiàn)階段的研究中同時(shí)納入父親和母親的角色具有重要意義。主客體互倚模型（actorpartner interdependence model,APIM）的出現(xiàn)為成對(duì)數(shù)據(jù)的處理提供了新的思路（劉暢,伍新春,2017;Cook & Kenny,2005）。該模型能同時(shí)考察兩種效應(yīng)：一是主體效應(yīng)，個(gè)體的自變量對(duì)自身因變量產(chǎn)生影響，反映兩個(gè)變量在個(gè)體內(nèi)的關(guān)系（如溢出效應(yīng)或補(bǔ)償效應(yīng)）；二是客體效應(yīng)，個(gè)體的自變量對(duì)伴侶的因變量產(chǎn)生影響，反映兩個(gè)變量在個(gè)體間的關(guān)系（如交叉效應(yīng)）（李育輝,黃飛,2010）。

目前關(guān)于共同教養(yǎng)影響婚姻質(zhì)量的中介機(jī)制研究較少。自我擴(kuò)張是指?jìng)€(gè)體將他人的觀點(diǎn)、資源整合到自我意識(shí)中的行為，根據(jù)自我擴(kuò)張模型（Aron & Aron,1996 ），本研究推測(cè)自我擴(kuò)張可能是共同教養(yǎng)影響婚姻質(zhì)量的一個(gè)重要中介變量。Xu，Lewandowski 和Aron（2016）也將自我擴(kuò)張作為夫妻干預(yù)項(xiàng)目的中介變量，未來值得進(jìn)一步探究。一方面，自我擴(kuò)張能夠改善婚姻質(zhì)量。具體表現(xiàn)為自我擴(kuò)張可以豐富自我概念，帶來認(rèn)知變化（Lin,Lin,Huang,& Chen,2016;Mattingly & Lewandowski,2013a），提升個(gè)體改善親密關(guān)系的意愿，增加伴侶在關(guān)系中的努力度，從而提升關(guān)系質(zhì)量（Mattingly & Lewandowski,2013b）。研究發(fā)現(xiàn)，夫妻在關(guān)系中感受到的自我擴(kuò)張水平越高，他們報(bào)告的婚姻滿意度就越高（Coulter & Malouff,2013;Mattingly,McIntyre,& Lewandowski,2012）。相反，缺乏自我擴(kuò)張，會(huì)增加夫妻的不忠易感性（Lewandowski & Ackerman,2006），增加他們對(duì)替代者的興趣（VanderDrift,Lewandowski,& Agnew,2011）。因而自我擴(kuò)張理論提出，夫妻雙方可以通過共同參與具有自我擴(kuò)張性質(zhì)的活動(dòng)，諸如滑雪、跳舞、音樂會(huì)等，來改善婚姻質(zhì)量（Carson,Carson,Gil,& Baucom,2007）。另一 方面，共同教養(yǎng)有助于實(shí)現(xiàn)自我擴(kuò)張。夫妻之間的共同教養(yǎng)關(guān)系存在于孩子的生命歷程中（Feinberg,2003）。從嬰兒期的全天照看，到學(xué)齡期輔導(dǎo)作業(yè)，培養(yǎng)習(xí)慣和愛好等，在孩子不同的發(fā)展階段，父母之間的互動(dòng)和分工會(huì)發(fā)生較大的變化。父母必須根據(jù)孩子所處階段的特點(diǎn)和需要，重新協(xié)調(diào)他們?cè)诮甜B(yǎng)中的角色，并調(diào)整相應(yīng)的育兒標(biāo)準(zhǔn)（Kotila & Schoppe-Sullivan,2015），這對(duì)于父母來說充滿了壓力和挑戰(zhàn)。根據(jù)自我擴(kuò)張理論，這樣具有新穎性、喚起性和挑戰(zhàn)性的活動(dòng)能夠給個(gè)體帶來自我擴(kuò)張（Aron & Aron,1996）。所以本研究認(rèn)為父母可能會(huì)通過參與這些育兒活動(dòng)，在共同教養(yǎng)關(guān)系中實(shí)現(xiàn)自我擴(kuò)張。此外，由于夫妻雙方在育兒觀念和方式上存在差異，自我擴(kuò)張理論認(rèn)為伴侶差異越大，提供的資源、觀念和認(rèn)同越多，帶來自我擴(kuò)張的機(jī)會(huì)也就越多（Mattingly et al.,2012）。因此推測(cè)自我擴(kuò)張可能在共同教養(yǎng)與婚姻質(zhì)量之間起到中介作用。

綜上，許多研究證實(shí)了婚姻質(zhì)量對(duì)共同教養(yǎng)的影響符合溢出或補(bǔ)償效應(yīng)，但很少人關(guān)注共同教養(yǎng)對(duì)婚姻質(zhì)量的作用機(jī)制，尤其是在非西方文化背景下同時(shí)考察丈夫和妻子的成對(duì)數(shù)據(jù)。因此，本研究將采用APIM 模型探究丈夫和妻子的共同教養(yǎng)如何通過自我擴(kuò)張影響自身和伴侶的婚姻質(zhì)量。本研究假設(shè)：（1）夫妻報(bào)告的共同教養(yǎng)對(duì)自身和伴侶的婚姻質(zhì)量均有影響；（2）自我擴(kuò)張?jiān)诠餐甜B(yǎng)與婚姻質(zhì)量的主體效應(yīng)中起到中介作用；（3）自我擴(kuò)張?jiān)诠餐甜B(yǎng)與婚姻質(zhì)量的客體效應(yīng)中也起到中介作用。

2 研究方法

2.1 被試

本研究采用方便取樣法，對(duì)廣東、四川、湖北、湖南省四所小學(xué)的1100 對(duì)學(xué)生父母（婚姻狀態(tài)包含離婚）進(jìn)行問卷調(diào)查，最終回收812 對(duì)父母的問卷。剔除無效問卷，獲得567 對(duì)父母的有效問卷，有效率為69.8%。其中，丈夫平均年齡為38.00 歲（SD=4.79 歲），妻子平均年齡為35.47 歲（SD=4.90 歲）。孩子平均年齡為8.88 歲（SD=1.70 歲），且48.6%為女孩。35.2%的家庭來自農(nóng)村，64.8%來自城市。學(xué)歷上占比最大的是初中學(xué)歷（丈夫36.0%，妻子41.4%）；大部分人報(bào)告自己為個(gè)體經(jīng)營者（丈夫33.5%，妻子24.0%）。

2.2 研究工具

2.2.1 共同教養(yǎng)

采用Stright 和Bales（2003）編制、侯忠偉（2007）修訂的父母共同教養(yǎng)的關(guān)系感知量表（Parents’ Perceptions of the Co-Parenting Relationship），測(cè)量父母在共同教養(yǎng)過程中，雙方互動(dòng)行為上的支持和不支持的頻率。量表包含14 個(gè)項(xiàng)目，分為兩個(gè)維度：支持（如“當(dāng)我管教孩子時(shí)，丈夫/妻子會(huì)支持我”）和不支持共同教養(yǎng)（如“當(dāng)我在與孩子有關(guān)的事情上需要丈夫/妻子的幫助時(shí)，他/她并不幫忙”）。采用5 點(diǎn)計(jì)分，計(jì)算所有項(xiàng)目的平均分，分?jǐn)?shù)越高表示共同教養(yǎng)一致性越高。本研究中，丈夫和妻子分量表的Cronbach’s α 系數(shù)分別為0.85 和0.84。

2.2.2 自我擴(kuò)張

采用Lewandowski 和Aron（2002）編制的自我擴(kuò)張問卷（Self-Expansion Questionnaire,SEQ），測(cè)量個(gè)體體驗(yàn)到同伴為自己帶來的知識(shí)、技能、能力等方面的增加程度。量表包含14 個(gè)項(xiàng)目，包括“和他（她）相處時(shí)，常經(jīng)歷新的體驗(yàn)”，“他（她）激勵(lì)你學(xué)習(xí)新技能”等項(xiàng)目。采用5 點(diǎn)計(jì)分，計(jì)算所有項(xiàng)目的平均分，分?jǐn)?shù)越高表示自我擴(kuò)張程度越高。本研究中，丈夫和妻子分量表的Cronbach’s α 系數(shù)分別為0.94 和0.93。

2.2.3 婚姻質(zhì)量

采用Locke 和Wallace（1959）編制的Locke-Wallace 婚姻調(diào)適測(cè)驗(yàn)（Marital Adjustment Test,MAT）。量表包含15 個(gè)項(xiàng)目，比如“你和你的配偶一起從事感興趣的戶外活動(dòng)嗎”，“你信任你的配偶嗎”等。量表各項(xiàng)目使用不同的計(jì)分方式，各項(xiàng)目得分總和為該量表總分，總分范圍為2～158 分，小于100 分為婚姻失調(diào)，大于等于100 分為婚姻調(diào)適良好。本研究中，丈夫和妻子分量表的Cronbach’s α 系數(shù)分別為0.70 和0.73。

2.3 數(shù)據(jù)處理

本研究采用SPSS19.0 軟件進(jìn)行描述統(tǒng)計(jì)和Pearson 相關(guān)分析，用Mplus7.0 構(gòu)建主客體互倚模型分析成對(duì)數(shù)據(jù)。

為了避免出現(xiàn)共同方法偏差（common method biases,CMB），本研究首先在程序上進(jìn)行了控制：選擇不同時(shí)間和地方收集數(shù)據(jù)，使用反向題和不同計(jì)分方式（如5 點(diǎn)計(jì)分、7 點(diǎn)計(jì)分），并對(duì)被試進(jìn)行匿名保護(hù)。其次，進(jìn)行了統(tǒng)計(jì)控制，通過Harman 單因素檢驗(yàn)法進(jìn)行分析。結(jié)果發(fā)現(xiàn)，有18 個(gè)因子的特征根大于1，累計(jì)解釋67.67%的變異，且第一個(gè)因子的方差解釋率為23.17%，小于臨界值40%，說明本研究共同方法偏差效應(yīng)不顯著（Podsakoff,MacKenzie,Lee,& Podsakoff,2003）。

3 結(jié)果

3.1 各變量的描述性統(tǒng)計(jì)和相關(guān)分析

表1 列出了丈夫和妻子在各變量的平均數(shù)、標(biāo)準(zhǔn)差和相關(guān)系數(shù)。結(jié)果發(fā)現(xiàn)，所有變量兩兩之間的相關(guān)均顯著。具體而言：（1）丈夫的共同教養(yǎng)與丈夫的婚姻質(zhì)量呈顯著正相關(guān)；（2）妻子的共同教養(yǎng)與妻子的婚姻質(zhì)量呈顯著正相關(guān)；（3）丈夫的共同教養(yǎng)與妻子的婚姻質(zhì)量呈顯著正相關(guān)；（4）妻子的共同教養(yǎng)與丈夫的婚姻質(zhì)量呈顯著正相關(guān)。

表1 各變量的描述性統(tǒng)計(jì)和相關(guān)分析

3.2 共同教養(yǎng)與婚姻質(zhì)量的關(guān)系

為了考察丈夫和妻子的共同教養(yǎng)對(duì)自身和伴侶婚姻質(zhì)量的影響，本研究采用主客體互倚模型（APIM）進(jìn)行分析。由于丈夫和妻子可以根據(jù)角色進(jìn)行區(qū)分，本研究先按照可區(qū)分的成對(duì)關(guān)系檢驗(yàn)APIM 的飽和模型（saturated model），結(jié)果發(fā)現(xiàn)（見圖1）：（1）丈夫和妻子的共同教養(yǎng)能夠顯著正向預(yù)測(cè)自身的婚姻質(zhì)量，主體效應(yīng)顯著；（2）無論丈夫還是妻子，共同教養(yǎng)均能顯著正向預(yù)測(cè)伴侶的婚姻質(zhì)量，客體效應(yīng)顯著。

圖1 共同教養(yǎng)與婚姻質(zhì)量的關(guān)系

值得注意的是，盡管在研究中可以通過角色將成對(duì)數(shù)據(jù)進(jìn)行區(qū)分，但雙方的主體效應(yīng)與客體效應(yīng)可能是不可區(qū)分的（劉暢,伍新春,2017）。因此，本研究通過限制丈夫和妻子主體效應(yīng)相等和客體效應(yīng)相等，來探究他們?cè)诠餐甜B(yǎng)對(duì)婚姻質(zhì)量的影響中是否為可區(qū)分關(guān)系。結(jié)果發(fā)現(xiàn)：χ2(2)=0.53，p=0.769，不顯著。表明丈夫和妻子在共同教養(yǎng)對(duì)婚姻質(zhì)量的影響中為不可區(qū)分的成對(duì)關(guān)系，不存在性別角色上的差異。

本研究利用客體效應(yīng)與主體效應(yīng)的比值k來判斷成對(duì)模式（Ledermann,Macho,& Kenny,2011）。分析發(fā)現(xiàn)，模型擬合度為χ2(6)=21.82，k值0.38，95%CI[0.234,0.528]，包含0.5，表明可能為混合模式。限制k等于0.5，進(jìn)一步驗(yàn)證是否為混合模式，結(jié)果發(fā)現(xiàn)，χ2(7)=24.10，△χ2(1)=2.27，p=0.132，變化不顯著。說明共同教養(yǎng)對(duì)婚姻質(zhì)量的影響為混合模式。也就是說丈夫和妻子的共同教養(yǎng)均會(huì)影響自身和伴侶的婚姻質(zhì)量，且自身共同教養(yǎng)對(duì)婚姻質(zhì)量的影響是伴侶共同教養(yǎng)影響的兩倍。

3.3 自我擴(kuò)張的中介作用

為了探究自我擴(kuò)張?jiān)诠餐甜B(yǎng)與婚姻質(zhì)量的中介作用，本研究采用主客體互倚中介模型（actor-partner interdependence mediation model,APIMeM）（Ledermann et al.,2011）進(jìn)行分析，模型擬合度良好：χ2(2)=0.26，p=0.878，CFI=1.00，RMSEA=0.000，SRMR=0.004。結(jié)果發(fā)現(xiàn)（見圖2）：（1）主體效應(yīng)顯著，無論丈夫還是妻子，共同教養(yǎng)均能顯著正向預(yù)測(cè)自身的婚姻質(zhì)量，共同教養(yǎng)均能顯著正向預(yù)測(cè)自身的自我擴(kuò)張，自我擴(kuò)張均能顯著正向預(yù)測(cè)自身的婚姻質(zhì)量；（2）在客體效應(yīng)上，僅妻子報(bào)告的自我擴(kuò)張水平能顯著正向預(yù)測(cè)丈夫的婚姻質(zhì)量，但丈夫的自我擴(kuò)張則無法顯著預(yù)測(cè)妻子的婚姻質(zhì)量。

圖2 共同教養(yǎng)、自我擴(kuò)張和婚姻質(zhì)量的關(guān)系

采用Bootstrap 進(jìn)行中介效應(yīng)檢驗(yàn)，結(jié)果發(fā)現(xiàn)（見表2）：丈夫的共同教養(yǎng)經(jīng)由丈夫的自我擴(kuò)張到丈夫的婚姻質(zhì)量、妻子的共同教養(yǎng)經(jīng)由妻子的自我擴(kuò)張到妻子的婚姻質(zhì)量、妻子的共同教養(yǎng)經(jīng)由妻子的自我擴(kuò)張到丈夫的婚姻質(zhì)量，這三條路徑的間接效應(yīng)顯著，其余路徑的間接效應(yīng)均不顯著。

表2 共同教養(yǎng)、自我擴(kuò)張和婚姻質(zhì)量的間接效應(yīng)

4 討論

4.1 共同教養(yǎng)對(duì)婚姻質(zhì)量的影響

夫妻報(bào)告的共同教養(yǎng)均能顯著正向預(yù)測(cè)自身的婚姻質(zhì)量，主體效應(yīng)顯著，與以往研究結(jié)果一致（Durtschi et al.,2017;Kwok et al.,2015;Latham et al.,2019;Morrill et al.,2010）。表明父母子系統(tǒng)對(duì)夫妻子系統(tǒng)存在溢出效應(yīng)，驗(yàn)證了家庭系統(tǒng)理論關(guān)于父母子系統(tǒng)與夫妻子系統(tǒng)是雙向影響的論述。這一結(jié)果可能的解釋是：支持互助的共同教養(yǎng)關(guān)系，一方面可以幫助夫妻減輕諸如輔導(dǎo)作業(yè)、洗衣做飯等育兒負(fù)擔(dān)，擁有更多時(shí)間和空間培養(yǎng)感情；另一方面有助于減少夫妻間的沖突和權(quán)力拉鋸，增加個(gè)體對(duì)伴侶的積極回應(yīng)，從而在關(guān)系中形成積極循環(huán)，提升婚姻質(zhì)量（張耀方,方曉義,2011）。本研究還發(fā)現(xiàn)，共同教養(yǎng)均能顯著正向預(yù)測(cè)伴侶的婚姻質(zhì)量，客體效應(yīng)顯著。這與Durtschi 等人（2017）的研究結(jié)果部分一致。這一結(jié)果可能的解釋是：在養(yǎng)育孩子的過程中，對(duì)伴侶的支持能夠有效減輕對(duì)方的育兒負(fù)擔(dān)，讓個(gè)體感受到是被伴侶所需要的，是有價(jià)值的，進(jìn)而促進(jìn)自我效能感的提升，從而加深情感聯(lián)結(jié)。

4.2 自我擴(kuò)張?jiān)诠餐甜B(yǎng)與婚姻質(zhì)量關(guān)系中的中介作用

加入中介變量后，本研究發(fā)現(xiàn)自我擴(kuò)張?jiān)诠餐甜B(yǎng)與婚姻質(zhì)量的主體效應(yīng)中起到部分中介作用。無論丈夫還是妻子，自我報(bào)告的共同教養(yǎng)均會(huì)通過自我擴(kuò)張影響自身的婚姻質(zhì)量。驗(yàn)證了Xu 等人（2016）提出考察自我擴(kuò)張?jiān)诜蚱薷深A(yù)項(xiàng)目的中介作用是未來一個(gè)值得探究方向的觀點(diǎn)。此結(jié)果可能的解釋是：那些在共同教養(yǎng)中感知到更多伴侶支持的個(gè)體，更愿意將伴侶的資源、觀點(diǎn)和認(rèn)同納入自我，從而實(shí)現(xiàn)自我擴(kuò)張。而關(guān)系中自我擴(kuò)張水平越高，個(gè)體的婚姻質(zhì)量就越高（Coulter & Malouff,2013;Mattingly et al.,2012）。因此在家庭治療中，夫妻雙方可以通過共同參與具有新穎性和挑戰(zhàn)性的活動(dòng)來改善婚姻關(guān)系。

此外，自我擴(kuò)張還在共同教養(yǎng)與婚姻質(zhì)量的客體效應(yīng)中起到部分中介作用，具體表現(xiàn)為妻子報(bào)告的共同教養(yǎng)能通過自身的自我擴(kuò)張水平影響丈夫的婚姻質(zhì)量，丈夫的共同教養(yǎng)卻較難通過自身的自我擴(kuò)張水平影響妻子的婚姻質(zhì)量。表明丈夫的婚姻質(zhì)量對(duì)妻子的自我擴(kuò)張水平更敏感，而妻子的婚姻質(zhì)量對(duì)于丈夫的自我擴(kuò)張不敏感。這一結(jié)果可能的解釋是：一方面，根據(jù)竇斌（2011）的研究，相對(duì)于男性，女性的自我分化程度相對(duì)較低，具體表現(xiàn)在她們的情緒化反應(yīng)更強(qiáng)烈，與他人融合的程度更高。妻子的情緒情感往往更容易受到伴侶各方面因素的影響，比如溝通水平、婚姻沖突，從而影響妻子對(duì)婚姻質(zhì)量的評(píng)估。另一方面，由于社會(huì)對(duì)男性性別角色存在獨(dú)立、更少情緒化等要求（Young,Riggs,& Kaminski,2017），丈夫自身的特征更難影響妻子的婚姻質(zhì)量。因此，相對(duì)來說，提升妻子的自我擴(kuò)張水平更有效，不僅能夠改善妻子自身的婚姻質(zhì)量，還能影響伴侶的婚姻質(zhì)量。

本研究考察了共同教養(yǎng)對(duì)婚姻質(zhì)量的影響，驗(yàn)證了溢出效應(yīng)，符合家庭系統(tǒng)理論關(guān)于兩者關(guān)系可能是雙向的這一說法。采用主客體互倚模型探究成對(duì)數(shù)據(jù)和自我擴(kuò)張的中介作用，對(duì)促進(jìn)夫妻互動(dòng)和教養(yǎng)過程具有較大的實(shí)踐指導(dǎo)意義。未來在家庭治療中可以考慮通過提升個(gè)體自我擴(kuò)張水平來改善婚姻質(zhì)量（Carson et al.,2007）。未來研究可以考察采用追蹤設(shè)計(jì)，進(jìn)一步探究共同教養(yǎng)如何隨時(shí)間變化影響婚姻質(zhì)量。同時(shí)利用客觀的數(shù)據(jù)收集方式，如用觀察法測(cè)量夫妻間的行為互動(dòng)，或從孩子視角報(bào)告夫妻的婚姻質(zhì)量和共同教養(yǎng)。此外，夫妻結(jié)婚時(shí)間越長，可能新鮮感降低，越難為彼此提供新穎的想法或資源，也較難實(shí)現(xiàn)自我擴(kuò)張。這些時(shí)間因素可能會(huì)調(diào)節(jié)自我擴(kuò)張的中介作用，影響婚姻質(zhì)量的作用機(jī)制，未來可以結(jié)合縱向研究來進(jìn)一步探索和驗(yàn)證。

5 結(jié)論

（1）無論丈夫還是妻子，共同教養(yǎng)均能夠預(yù)測(cè)自身和伴侶的婚姻質(zhì)量。（2）無論丈夫還是妻子，自我擴(kuò)張?jiān)诠餐甜B(yǎng)與婚姻質(zhì)量的主體效應(yīng)中均起到中介作用。（3）自我擴(kuò)張?jiān)诠餐甜B(yǎng)與婚姻質(zhì)量的客體效應(yīng)中起到中介作用，具體表現(xiàn)為，妻子的共同教養(yǎng)能夠通過自身的自我擴(kuò)張水平影響丈夫的婚姻質(zhì)量。