如何預(yù)測她會擁有“花心”男友？女性童年環(huán)境對其伴侶短期擇偶策略的預(yù)測機制

摘 要 本研究基于生命史理論和父親投資理論， 探討從童年環(huán)境到女性擁有“花心”伴侶的預(yù)測機制。研究1采用問卷法， 以250名有戀愛經(jīng)歷的未婚女性為研究對象， 結(jié)果顯示：童年環(huán)境不可預(yù)測性調(diào)節(jié)童年父女關(guān)系和女性自感配偶價值間的關(guān)系; 當(dāng)童年環(huán)境的不可預(yù)測性較低時， 童年父愛缺乏將通過女性自感配偶價值的中介作用進而預(yù)測其男友的短期擇偶策略偏好。研究2采用實驗啟動童年父女關(guān)系的途徑， 以169名未婚女性為被試， 因變量改為女性對伴侶短期擇偶策略的容忍度， 再次支持了研究1的模型。基于上述結(jié)果， 本研究提出“父親投資敏感度限制假說”和“童年環(huán)境社會化假說”， 以期揭示童年環(huán)境對個體生命史策略的塑造機制。

關(guān)鍵詞 生命史理論， 父親投資理論， 母親社會化假說， 自感配偶價值， 短期擇偶策略

分類號 B849： C91

1 問題提出

“愿得一人心， 白首不相離”。對女性而言， 男性對親密關(guān)系和家庭的忠誠度是女性擇偶篩選的重要條件之一（Buss， 2007; Lu et al.， 2015）。但是在現(xiàn)實生活中， 經(jīng)常可以看到有些女性所擁有的伴侶較為“花心”， 即表現(xiàn)出較高水平的短期擇偶策略。鑒于眾多文獻均支持個體擇偶偏好的高度穩(wěn)定性（Driebe et al.， 2024; Park & MacDonald， 2019）， 由此可以推測， 女性擁有“花心”伴侶并不僅僅是“遇人不淑”之類的偶然因素所致， 在其背后應(yīng)該存在某種相對穩(wěn)定的預(yù)測機制。如何從心理學(xué)視角揭示這一機制是個有趣的問題。

1.1 從童年環(huán)境預(yù)測女性的擇偶策略

然而， 現(xiàn)有文獻卻通常圍繞女性自身擇偶策略的形成根源而展開。其中兩個有影響力的理論分別是生命史理論（Life History Theory; Roff， 1993）及在其基礎(chǔ)上衍生出的次級理論——父親投資理論（Paternal Investment Theory， Draper & Harpending， 1982; Ellis， 2004）。

生命史理論立足于進化論， 提出人類為了應(yīng)對生存與繁衍這兩大終極挑戰(zhàn)， 需要對自身的有限資源進行權(quán)衡分配， 并在這一過程中形成高度依賴環(huán)境的、以“快策略”和“慢策略”為兩端的連續(xù)譜系——生命史策略：那些快生命史策略的個體會把資源更早、更多地分配到繁衍任務(wù)， 更為偏好短期擇偶策略， 比如擁有更多性伴侶、伴侶關(guān)系更不穩(wěn)定等， 反之， 則是慢生命史策略（Ellis， 2004; Hill & Kaplan， 1999）。該理論進一步指出， 童年環(huán)境中的兩個維度——不可預(yù)測性和艱苦性（Ellis et al.， 2009）——共同塑造了個體的生命史策略。那些童年環(huán)境在上述兩個維度上得分更高的個體， 成年之后也表現(xiàn)出更高水平的快生命史策略（Belsky et al.， 2012; Schlomer & Sun， 2022）， 尤其是童年環(huán)境的不可預(yù)測性高的個體， 成年之后會表現(xiàn)出更高水平的短期擇偶策略（Simpson et al.， 2012）。立足于生命史理論， Belsky等（1991）把生命史理論的思想融入到發(fā)展心理學(xué)， 提出了心理加速理論（Psychosocial Acceleration Theory）， 指出童年階段的生態(tài)狀況和家庭內(nèi)部的人際動力機制共同塑造了兒童早期的人際依戀模式和行為發(fā)展， 并繼而影響個體之后的性成熟進程和快繁衍策略。盡管Belsky在心理加速理論中并未提及性別差異， 但其之后的文獻（Belsky et al.， 2010）指出該模型更適用于女性， 而非男性， 這也從側(cè)面支持了女性繁衍策略的形成對童年環(huán)境更為敏感。

立足于生命史理論基礎(chǔ)上的次級衍生理論——父親投資理論則進一步明確指出， 童年父親投資會對女性繁衍策略（而非生存策略）產(chǎn)生長遠影響：女性對家庭中父親投資的可獲得性及其質(zhì)量非常敏感， 父親缺席或低質(zhì)量的父親養(yǎng)育對女性而言是一種信號， 表明在她們所生活的環(huán)境中， 男性對后代的長期投資是不可靠或不必要的， 她們會依據(jù)此線索調(diào)整自己的繁衍策略以適應(yīng)環(huán)境。目前的眾多研究均支持了父親投資理論。例如， 父親缺失會加速女兒的性成熟時間（Schlomer & Marceau， 2022; Valge et al.， 2022）， 父親養(yǎng)育投資對女兒性冒險行為的影響比對兒子的影響更大（Coley et al.， 2009）， 而父親對女兒的高水平養(yǎng)育投資可以降低女兒性冒險行為（DelPriore et al.， 2017）。尤其需要指出的是， 疏離的父女關(guān)系對女性的其他冒險決策并無影響， 但可以提升其性冒險意愿， 如性幻想、性開放以及抗拒使用避孕措施（DelPriore & Hill， 2013）。另外一項研究（DelPriore et al.， 2019）采用來自父母離異或分居家庭的223對親生姐妹的配對設(shè)計， 進一步論證了（相比于父親缺失）低質(zhì)量父親投資對成年后女兒快生命史繁衍策略的累積效應(yīng)。

但需要特別指出的是， 上述圍繞生命史理論和父親投資理論的文獻， 其核心發(fā)現(xiàn)均聚焦于探討個體自身繁衍策略形成的早期環(huán)境影響因素。到目前為止， 還沒有涉及到童年環(huán)境如何預(yù)測個體成年之后所擁有的伴侶的繁衍策略。親代投資理論（Trivers， 1972）指出， 鑒于兩性在繁衍任務(wù)中投入程度的巨大差異， 男性更偏好短期擇偶策略， 女性更偏好長期擇偶策略， 依此邏輯， 那些擁有短期擇偶策略的男性， 在擇偶市場上會更不受女性歡迎。那么， 究竟是何種機制導(dǎo)致女性會在擇偶中選擇那些偏好短期擇偶策略的“花心”男性？在此形成機制中存在哪些關(guān)鍵變量呢？

1.2 從女性童年環(huán)境預(yù)測其伴侶的短期擇偶策略：自感配偶價值的中介角色

人類擇偶的本質(zhì)也是一個“待價而沽”的過程。正如社會計量器理論（Sociometer Theory， Kavanagh et al.， 2010）所指出， 個體具有一種內(nèi)部校準機制， 用以幫助個體在配偶市場上瞄準“合適”的伴侶， 從而增加自身應(yīng)對繁衍任務(wù)的勝出幾率。其中自感配偶價值——指在所處的擇偶市場中， 相對于其他潛在伴侶， 個體對自身作為伴侶的總體吸引力的感知（Shackelford et al.， 2005）——是控制這些校準努力的一個關(guān)鍵變量， 有助于確保個體避免浪費精力去追求同自身配偶價值不匹配（不如自己或完勝自己）的潛在伴侶。此外， 隨著個體自感配偶價值的降低， 在內(nèi)隱層面上他們對理想伴侶的選擇標準也隨之下降（Williams & Sulikowski， 2020）。由此可以推斷， 在對女性擁有“花心”男友的預(yù)測機制中， 女性的自感配偶價值應(yīng)該是一個關(guān)鍵變量。

一方面， 自感配偶價值的形成和童年環(huán)境之間存在著密切聯(lián)系?；谏防碚摰难芯勘砻?， 那些慢生命史策略者優(yōu)先進行自我成長的投資（如健康、智力、社會地位等）并由此提升他們的配偶價值（Dillon et al.， 2013; McDowell & Starrat， 2021; Shackelford et al.， 2005; Strouts et al.， 2017）， 他們也更可能因此而獲得更高質(zhì)量的伴侶（Dillon et al.， 2013）。同時， 慢生命史策略者也會把高質(zhì)量的伴侶作為一種對自身未來發(fā)展的投資， 他們更為注重伴侶的質(zhì)量而不是數(shù)量， 更傾向于選擇與自己相匹配的人作為伴侶（Figueredo & Wolf， 2009）。然而， 需要特別指出的是， 在圍繞生命史策略和自感配偶價值的研究（Dillon et al.， 2013; McDowell & Starrat， 2021; Strouts et al.， 2017）中， 對生命史策略的測量均采用Mini-K簡版生命史策略量表（Figueredo etal.， 2006）， 該量表的測試題項會涉及到個體在社交、成長環(huán)境、人格特點等方面的優(yōu)勢， 比如“我和戀人關(guān)系親密”、“我和朋友交往頻繁”、“朋友經(jīng)常給予我情感支持和物質(zhì)幫助”、“我對生活的周圍環(huán)境有歸屬感”、“我總能看到逆境中積極的一面”等， 而配偶價值量表（Kirsner et al.， 2003）則是讓被試對自己的“社交能力”、“人格穩(wěn)定性”、“資源擁有力”、“責(zé)任感”、“智力”等方面進行評定， 從內(nèi)容上就可以直觀判斷兩者之間應(yīng)該存在著正相關(guān)。因此， 這些采用問卷法進行的相關(guān)性研究存在明顯的局限性。鑒于此， 本研究將擯棄對生命史策略采用量表測試的途徑， 直接從生命史策略形成的童年環(huán)境（艱苦性、不可預(yù)期性以及父女關(guān)系）入手， 探討上述因素同女性自感配偶價值間的直接關(guān)聯(lián)， 以期揭示變量之間更為底層的邏輯關(guān)系。

另外， 雖然父親投資理論和心理加速理論均沒有明確指出父親投資和女兒自感配偶價值之間的關(guān)系， 但童年階段父愛匱乏而導(dǎo)致的成年女性更高水平的性冒險（DelPriore & Hill， 2013; Guardia et al.， 2014）、性開放（DelPriore & Hill， 2013）以及更早的性行為（James et al.， 2012）等表現(xiàn)， 其本質(zhì)都是在應(yīng)對繁衍挑戰(zhàn)中所采用的快生命史策略， 而快生命史策略則預(yù)示著更低的配偶價值（Shackelford et al.， 2005）。此外， 依據(jù)弗洛伊德的精神分析理論， 在性心理的發(fā)展過程中， 3至6歲的女孩子會以“媽媽”角色自居， 把父親想象成自己的異性伴侶， 并在同家庭現(xiàn)實的妥協(xié)中完成自己的性別角色化過程， 由此可以推斷， 幼年時期的父愛缺失應(yīng)該會對女兒的配偶價值產(chǎn)生長遠影響， 她會因為父親同自己的疏離而對自己作為異性配偶的價值產(chǎn)生懷疑， 并進而導(dǎo)致其成年后更低水平的配偶價值感。

綜合上述文獻， 童年父女關(guān)系、童年環(huán)境不可預(yù)測性及環(huán)境艱苦性可能在女性自感配偶價值的形成中發(fā)揮著重要作用。另鑒于有研究表明童年環(huán)境的不可預(yù)測性（而非環(huán)境艱苦性）對個體生命史策略（尤其是繁衍策略）具有更強預(yù)測性（Lu et al.， 2022; Simpson et al.， 2012）， 因此本研究認為童年環(huán)境的不可預(yù)測性（而非環(huán)境艱苦性）同樣將更為顯著地預(yù)測女性自感配偶價值， 但仍需進一步檢驗。由此提出研究假設(shè)1：童年父女關(guān)系以及童年環(huán)境不可預(yù)測性（而非環(huán)境艱苦性）共同預(yù)測女性自感配偶價值。

接下來的問題是童年環(huán)境變量——環(huán)境不可預(yù)測性、環(huán)境艱苦性以及父女關(guān)系——是以何種形式共同塑造女性的自感配偶價值？在上述三個變量中， 童年環(huán)境不可預(yù)測性和環(huán)境艱苦性屬于相對客觀的環(huán)境變量， 而父女關(guān)系屬于環(huán)境中的人際變量， 這兩類變量同女性配偶價值之間的關(guān)系可能會以兩種模式存在：一是以平行的方式分別作用于女性的配偶價值， 其共同作用以疊加態(tài)的形式展現(xiàn)， 但此模式成立的前提條件是每個環(huán)境變量同女性自感配偶價值之間的相關(guān)都要達到顯著水平; 另外則是以交互作用的模式共同作用于女性的自感配偶價值。依據(jù)生態(tài)系統(tǒng)理論（Ecological Systems Theory， Bronfenbrenner， 2000）， 不同環(huán)境子系統(tǒng)會以交互作用的途徑共同影響兒童發(fā)展。更為重要的是， 近期一項研究（Lu et al.， 2022） 提出了母親社會化假說（Maternal Socialization Hypothesis）， 發(fā)現(xiàn)個體同母親間的安全依戀可以調(diào)節(jié)童年環(huán)境不可預(yù)測性同慢生命史策略之間的負向關(guān)聯(lián)（在添加“環(huán)境不可預(yù)測性”變量之前， 童年環(huán)境艱苦性的調(diào)節(jié)效應(yīng)顯著， 添加之后則不顯著）， 那些同母親之間存在高安全依戀關(guān)系的個體， 其生命史策略不隨童年環(huán)境不可預(yù)測性的變化而改變， 但那些低安全依戀的個體， 其慢生命史策略隨其童年環(huán)境不可預(yù)測性的提升而降低。但遺憾的是， 由于父親樣本量過少該研究沒有充分論證父親在其中的作用。母親社會化假說的重要貢獻在于呈現(xiàn)了不同童年環(huán)境變量在塑造個體生命史策略中的關(guān)系模式：親子關(guān)系可以作為調(diào)節(jié)機制進而在一定程度上緩沖童年環(huán)境（尤其是環(huán)境的不可預(yù)測性）可能造成的負面后果。而低配偶價值， 作為繁衍策略背后重要的認知機制， 同樣應(yīng)屬于負面后果之一。需要指出的是， 基于父親投資理論（Draper & Harpending， 1982; Ellis， 2004）， 本研究認為女性自感配偶價值低的核心原因在于童年階段缺乏父愛， 因此不同于母親社會化假說（Lu et al.， 2022）把親子關(guān)系作為調(diào)節(jié)變量， 本研究認為由童年父女關(guān)系主導(dǎo)預(yù)測女性的自感配偶價值， 童年環(huán)境不可預(yù)測性在其中起調(diào)節(jié)作用。由此引出研究假設(shè)2：童年環(huán)境不可預(yù)測性在童年父女關(guān)系和女性自感配偶價值之間起調(diào)節(jié)作用。

而自感配偶價值會進一步影響個體的配偶選擇結(jié)果（Edlund & Sagarin， 2014）?，F(xiàn)有文獻表明， 個體擇偶標準與其配偶價值顯著相關(guān)。那些自感配偶價值低的個體， 在擇偶中會表現(xiàn)出更多妥協(xié)（Williams & Sulikowski， 2020）， 相較于男性， 女性能夠更為準確地感知自己的配偶價值（Eastwick & Finkel， 2008）， 她們的自感配偶價值越高， 越不愿意對潛在伴侶做出妥協(xié)（Regan， 1998）， 自感配偶價值高的女性對伴侶的期望也更高（Brase & Guy， 2004）。在擇偶策略偏好上， 多數(shù)研究支持高自感配偶價值的女性更偏好長期擇偶策略（Oda， 2001; Tadinac & Hromatko， 2007）， 但也有研究指出她們更偏好短期擇偶策略（Kenrick et al.， 1993）。在一項研究（Millar et al.， 2018）中， 內(nèi)隱聯(lián)想測試的結(jié)果顯示自感配偶價值低的女性更愿意選擇那些尋覓短期浪漫關(guān)系的男性， 而外顯項目的直接測試卻發(fā)現(xiàn)所有女性都更愿意選擇那些尋覓長期浪漫關(guān)系的男性。這項研究揭示了女性自感配偶價值在擇偶中的潛在重要影響， 但僅僅一項實驗室研究的結(jié)果使其外部效度受到限制， 并且作者也未在此基礎(chǔ)上做進一步的研究拓展?？傊?現(xiàn)有文獻均支持了社會計量器理論（Kavanagh et al.， 2010）所指出的以自感配偶價值為核心的擇偶策略偏好的可變性。由此可以提出研究假設(shè)3：童年環(huán)境不可預(yù)測性和童年父女關(guān)系共同預(yù)測女性自感配偶價值， 并通過女性自感配偶價值間接預(yù)測女性所擁有的伴侶的短期擇偶策略傾向（或女性對其伴侶的短期擇偶策略的容忍度）。

1.3 研究問題的提出

綜上所述， 本研究將圍繞上述三個假設(shè)探討如何從童年環(huán)境的視角來預(yù)測女性擁有“花心”伴侶（或?qū)Α盎ㄐ摹卑閭H的容忍度）。為了在揭示變量間因果關(guān)系的同時也兼顧研究結(jié)論的生態(tài)效度， 研究1將采用問卷調(diào)查的方法， 聚焦于如何從童年環(huán)境和自感配偶價值來預(yù)測有過戀愛經(jīng)歷的女性的男友的短期擇偶策略偏好， 研究2將對童年父女關(guān)系采用實驗啟動的方式進一步揭示童年父女關(guān)系和童年環(huán)境不可預(yù)測性如何通過女性自感配偶價值進而影響到女性對其伴侶短期擇偶偏好的容忍度。

2 研究1：童年環(huán)境對女性戀愛伴侶（男友）短期擇偶策略的預(yù)測模型

2.1 研究方法

dNHJuSWs/ayYnrs4XPuI1HgGWs5ZjyuACYSXIl5qoYw=2.1.1 被試

線上招募250名有效被試（Mage = 22.75歲， SD= 2.50歲）， 年齡分布范圍為18至32歲。其中本科學(xué)歷者141名， 碩士及以上學(xué)歷者109名。所有被試均滿足以下條件：未婚且有戀愛經(jīng)歷（異性戀）、來自完整家庭（以避免由于單親家庭而可能對結(jié)果造成影響的干擾因素）。

2.1.2 研究材料

童年父女關(guān)系。采用3個項目（α = 0.93）， 測被試在12歲之前同爸爸的關(guān)系模式：“小時候感受到很多父愛” “小時候同爸爸的關(guān)系親近” “小時候爸爸給我很多陪伴”。

自感配偶價值。采用現(xiàn)有量表（Edlund & Sagarin， 2014）的4個項目（α = 0.87）：總體而言， “作為女朋友， 你對自己的評價” “你認為對方對你的評價” “與其他人的女朋友相比， 你對自己作為女朋友的評價” “你覺得你的吸引力水平如何”。

童年環(huán)境不可預(yù)測性。采用文獻（Young et al.， 2018）中的8個項目（α = 0.80）：“家庭總是多變， 無法預(yù)料以后的情況” “父母經(jīng)常吵架或打架” “我們家就像個旅店， 經(jīng)常人來人往的”等。

童年環(huán)境艱苦性。采用文獻（Mittal & Griskevicius， 2014; White et al.， 2013）中的4個項目（α = 0.81）：“家庭沒有穩(wěn)定收入” “我的家庭總在為錢的事情發(fā)愁” “父母舍不得在我的吃穿上面花錢” “我家的經(jīng)濟條件比周圍小伙伴更差些”。

短期擇偶策略。基于文獻（Jackson & Kirkpatrick， 2007）中的短期擇偶傾向量表， 編制6個項目（α = 0.83）：“他的注意力容易被其他異性吸引” “他與其他異性曖昧不清” “他有很多異性朋友”等。

測量標尺均采用7點Likert量表。

2.1.3 研究流程

通過在線發(fā)放鏈接的方式對被試施測， 被試先填寫人口學(xué)背景信息， 之后依次完成童年環(huán)境、伴侶的短期擇偶偏好以及自感配偶價值判斷。為了保證被試認真作答， 在問卷的不同位置設(shè)置5道甄別題目， 如“本題請選擇‘完全符合’”、“4×6=？”、“本題請選擇‘完全不符合’”等， 回答錯誤的被試則被甄別為無效。

2.2 研究結(jié)果

數(shù)據(jù)采用SPSS v22.0進行統(tǒng)計分析。

2.2.1 共同方法偏差檢驗

對除了人口學(xué)背景外的各個變量進行Harman’s單因子檢驗， 結(jié)果表明有7個因子的特征值大于1， 第一個因子的解釋率11.78%， 遠小于40.00%的標準， 由此判斷沒有明顯的共同方法偏差。

2.2.2 變量間的相關(guān)分析

把各個變量的構(gòu)成項目相加后計算均值， 相關(guān)情況如下（表1）。

2.2.3 女性童年環(huán)境對男友短期擇偶策略偏好的預(yù)測模型

采用Process 215插件（Hayes & Rockwood， 2016）， 以童年父女關(guān)系作為自變量， 自感配偶價值作為中介變量， 童年環(huán)境不可預(yù)測性和艱苦性作為調(diào)節(jié)變量， 伴侶短期擇偶策略作為因變量， 進行Model 10的模型檢驗。結(jié)果發(fā)現(xiàn)， 在變量“自感配偶價值”上， 童年父女關(guān)系的主效應(yīng)顯著， b = 0.12， se = 0.04， t = 2.86， p = 0.005， 95% CI = [0.04， 0.20]; 童年環(huán)境不可預(yù)測性的主效應(yīng)顯著， b = ?0.16， se = 0.07， t = ?2.12， p = 0.035， 95% CI = [?0.30， ?0.01]; 童年環(huán)境艱苦性的主效應(yīng)不顯著， b = ?0.02， se = 0.05， t = ?0.29， p = 0.77， 95% CI = [?0.12， 0.09]; 童年父女關(guān)系和童年環(huán)境不可預(yù)測性的交互作用顯著， b = ?0.10， se = 0.04， t = ?2.45， p = 0.015， 95% CI= [?0.18， ?0.02]; 童年父女關(guān)系和童年環(huán)境艱苦性的交互作用不顯著， b = 0.001， se = 0.01， t = 0.19， p = 0.85， 95% CI = [?0.02， 0.02]。

在變量“伴侶的短期擇偶策略偏好”上， 自感配偶價值的主效應(yīng)顯著， b = ?0.42， se = 0.11， t = ?3.96， p < 0.001， 95% CI = [?0.64， ?0.21]; 童年父女關(guān)系的主效應(yīng)不顯著， b = 0.10， se = 0.06， t = 1.55， p = 0.123， 95% CI = [?0.03， 0.23]; 童年環(huán)境不可預(yù)測性的主效應(yīng)不顯著， b = 0.19， se = 0.14， t = 1.39， p = 0.165， 95% CI = [?0.08， 0.46]; 童年經(jīng)濟環(huán)境的主效應(yīng)不顯著， b = 0.01， se = 0.09， t = 0.07， p = 0.95， 95% CI = [?0.17， 0.18]; 童年父女關(guān)系和童年環(huán)境不可預(yù)測性的交互作用不顯著， b = 0.08， se = 0.06， t = 1.55， p = 0.12， 95% CI = [?0.02， 0.18]; 童年父女關(guān)系和童年環(huán)境艱苦性的交互作用不顯著， b = 0.04， se = 0.05， t = 0.86， p = 0.39， 95% CI = [?0.05， 0.13]。具體模型見圖1。

對童年環(huán)境不可預(yù)測性在童年父女關(guān)系和女性自感配偶價值間的調(diào)節(jié)效應(yīng)的簡單斜率分析顯示， 當(dāng)童年環(huán)境不可預(yù)測性較低（?1 SD）時， 童年父女關(guān)系越好， 女性對自身的配偶價值認同度也越高， b = 0.19， se = 0.05， t = 3.87， p < 0.001， 95% CI = [0.09， 0.29]; 當(dāng)童年環(huán)境不可預(yù)測性較高（+1 SD）時， 女性對自身的配偶價值的認同度不隨童年父女關(guān)系的變化而改變， b = ?0.06， se = 0.05， t = ?1.12， p = 0.264， 95% CI = [?0.15， 0.04] （具體結(jié)果見圖2）。

中介效應(yīng)分析顯示， 當(dāng)童年環(huán)境的不可預(yù)測性低（?1 SD）時， 不管童年環(huán)境艱苦性如何， 女性配偶價值都在童年父女關(guān)系和伴侶的短期擇偶偏好之間起到顯著的中介效應(yīng)。此外， 當(dāng)童年環(huán)境的不可預(yù)測性高（+1 SD）， 童年環(huán)境艱苦性高（+1 SD）時， 上述中介效應(yīng)也成立（見表2）。

2.3 討論

研究1采用問卷法揭示了女性童年環(huán)境、自感配偶價值對其男友短期擇偶策略（或者稱“花心”）的預(yù)測模型。結(jié)果顯示， 童年環(huán)境的不可預(yù)測性、童年父女關(guān)系在女性配偶價值上的主效應(yīng)均顯著：童年環(huán)境的不可預(yù)測性越高， 女性自感配偶價值越低; 童年父女關(guān)系越好， 女性自感配偶價值越高。此結(jié)果部分支持了研究假設(shè)1， 即童年環(huán)境的不可預(yù)測性及父女關(guān)系對女性配偶價值的預(yù)測效果。但在研究1中， 童年環(huán)境艱苦性的主效應(yīng)不顯著， 這一結(jié)果在一定程度上呼應(yīng)了之前文獻（Simpson et al.， 2012）的結(jié)果。

進一步地， 研究1的重要發(fā)現(xiàn)是揭示了童年環(huán)境不可預(yù)測性在童年父女關(guān)系和女性自感配偶價值之間存在著調(diào)節(jié)效應(yīng)（假設(shè)2）。雖然基于現(xiàn)有文獻（Dillon et al.， 2013; McDowell & Starrat， 2021; Strouts et al.， 2017）可以推測出童年環(huán)境能夠預(yù)測女性的配偶價值， 但本研究的結(jié)果進一步揭示， 只有在相對穩(wěn)定（不可預(yù)測性低）的童年環(huán)境中， 童年父女關(guān)系才能通過女性配偶價值的中介機制進而預(yù)測其伴侶的短期擇偶策略偏好（假設(shè)3）， 這一結(jié)果也從另外角度支持了母親社會化假說（Lu et al.， 2022）。

雖然從進化的角度， 女性更為偏好長期擇偶策略（Trivers， 1972）， 但研究1發(fā)現(xiàn)女性自感配偶價值對其男友的短期擇偶策略具有負向預(yù)測力， 自身配偶價值低的女性擁有“花心”男友的可能性更高， 這一結(jié)果進一步支持了之前的相關(guān)文獻（Kenrick et al.， 1993; Millar et al.， 2018）。

研究1的優(yōu)勢在于所有被試都有戀愛經(jīng)歷， 研究結(jié)果具有理想的生態(tài)效應(yīng)， 但局限之處在于問卷法難以揭示變量間的因果關(guān)系， 因此， 研究2將采用實驗啟動的途徑， 進一步論證研究1所揭示模型的因果關(guān)系。鑒于研究1中“童年環(huán)境艱苦性”變量的主效應(yīng)和調(diào)節(jié)效應(yīng)均不顯著， 研究2將不再納入該變量。另外考慮到在變量間因果關(guān)系的探討中， “（現(xiàn)實中）男友的短期擇偶偏好”不適合作為因變量， 因此研究2中將因變量改為女性“對男友短期擇偶策略的容忍度”。

3 研究2：童年環(huán)境、自感配偶價值對女性“對伴侶短期擇偶策略容忍度”的影響機制

3.1 研究方法

3.1.1 被試

采用G*Power （3.1版本）軟件進行樣本量估算， 在中等效應(yīng)量（0.25）下， I 類錯誤的概率α水平為0.05， 檢驗效力為0.80時， 需要被試量128人。在心理學(xué)課程上招募169名未婚女性被試（Mage = 21.43歲， SD = 2.04歲）， 年齡分布范圍為18至28歲。其中本科學(xué)歷者126名， 碩士及以上學(xué)歷者43名。所有被試均為異性戀。

3.1.2 研究材料

自感配偶價值。采用研究1中的4個項目（α = 0.88）。

童年環(huán)境不可預(yù)測性。采用研究1中的8個項目（α = 0.85）。

對伴侶短期擇偶策略的容忍度。采用研究1中的6個項目（α = 0.77）， 但指導(dǎo)語由研究1中的“根據(jù)您對男友的了解， 請對以下描述作出判斷， 選擇最符合他實際情況的選項”改為“請認真閱讀以下陳述， 想象一下， 假設(shè)您的戀人有如下行為表現(xiàn)， 您在多大程度上能容忍呢？”。

3.1.3 研究流程

采用單因素組間實驗設(shè)計， 自變量為童年父女關(guān)系。采用想象啟動范式（DelPriore & Hill， 2013; DelPriore et al.， 2017; DelPriore et al.， 2019）喚起被試對差/好童年父女關(guān)系的認知。在“差童年父女關(guān)系”條件下， 被試被要求認真回憶小時候父親在某個需要支持或幫助的重要事件中缺席的經(jīng)歷， 并仔細記錄當(dāng)時的場景和自己的感受; 隨后閱讀4段材料， 每段材料都描述了父親缺乏對孩子的理解和關(guān)心， 并且無視孩子訴求的表現(xiàn)。在“好童年父女關(guān)系”條件下， 被試則被要求回憶小時候父親在某個重要事件中對自己的支持或幫助; 隨后的閱讀材料中則描述了父親理解、關(guān)心孩子， 積極回應(yīng)孩子訴求， 及時給予孩子鼓勵和反饋的表現(xiàn)。在閱讀材料過程中， 要求被試想象自己是材料所描述情境中的孩子， 并仔細填寫自己的感受。通過預(yù)實驗招募40名被試對回憶想象材料的啟動效果進行檢驗， “差/好父女關(guān)系”啟動組被試在“小時候感受到很多父愛”、“小時候同爸爸關(guān)系親近”、“小時候爸爸給我很多陪伴”三個項目上的得分之和差異顯著， t（43） = ?6.69， p < 0.001， 表明該范式的啟動效果有效。

在正式實驗時， 被試先填寫人口學(xué)背景信息， 然后被隨機分至差/好父女關(guān)系啟動組， 分別進行啟動任務(wù)， 之后完成“對伴侶短期擇偶策略容忍度”的評估， 并報告自感配偶價值以及童年環(huán)境不可預(yù)測性。實驗完成后， 每位被試會獲得一定數(shù)額的現(xiàn)金報酬。

3.2 研究結(jié)果

數(shù)據(jù)采用SPSS v22.0進行統(tǒng)計分析。

3.2.1 變量間的相關(guān)分析

把各個變量的構(gòu)成項目相加后計算均值， 相關(guān)情況如下（見表3）。

3.2.2 童年環(huán)境對女性戀愛伴侶短期擇偶策略容忍度的預(yù)測模型

采用Process 215插件（Hayes & Rockwood， 2016）中的Model 8， 以童年父女關(guān)系作為自變量， 自感配偶價值作為中介變量， 童年環(huán)境不可預(yù)測性作為（童年父女關(guān)系和自感配偶價值間的）調(diào)節(jié)變量， 對伴侶短期擇偶策略的容忍度作為因變量， 進行有調(diào)節(jié)的中介效應(yīng)檢驗。結(jié)果發(fā)現(xiàn)， 在中介變量“自感配偶價值”上， 父女關(guān)系的主效應(yīng)顯著， b = 0.49， se= 0.19， t = 2.61， p = 0.010， 95% CI = [0.12， 0.86]; 童年環(huán)境不可預(yù)測性的主效應(yīng)不顯著， b = ?0.07， se= 0.09， t = ?0.83， p = 0.405， 95% CI = [?0.24， 0.10]; 童年父女關(guān)系和童年環(huán)境不可預(yù)測性的交互作用顯著， b = ?0.60， se = 0.17， t = ?3.58， p < 0.001， 95% CI = [?0.94， ?0.27]。

在因變量“對伴侶的短期擇偶偏好容忍度”上， 女性自感配偶價值的主效應(yīng)顯著， b = ?0.28， se = 0.09， t = ?2.98， p = 0.003， 95% CI = [?0.46， ?0.09]; 童年父女關(guān)系的主效應(yīng)不顯著， b = ?0.13， se = 0.16， t = ?0.78， p = 0.44， 95% CI = [?0.45， 0.19]; 童年環(huán)境不可預(yù)測性的主效應(yīng)不顯著， b = 0.08， se = 0.07， t = 1.12， p = 0.26， 95% CI = [?0.06， 0.21]; 童年父女關(guān)系和童年環(huán)境不可預(yù)測性的交互效應(yīng)不顯著， b= ?0.03， se = 0.15， t = ?0.17， p = 0.87， 95% CI = [?0.32， 0.27]。具體模型見圖3。

對童年環(huán)境不可預(yù)測性在童年父女關(guān)系和女性自感配偶價值間的調(diào)節(jié)效應(yīng)的簡單斜率分析顯示， 當(dāng)童年環(huán)境不可預(yù)測性較低（?1 SD）時， 童年父女關(guān)系越好， 女性對自身的配偶價值認同度也越高， b = 1.19， se = 0.24， t = 4.88， p < 0.001， 95% CI = [0.71， 1.68]; 當(dāng)童年環(huán)境不可預(yù)測性較高（+1 SD）時，女性自感配偶價值不隨童年父女關(guān)系的變化而改變， b = ?0.21， se = 0.30， t = ?0.72， p = 0.471， 95% CI= [?0.80， 0.37] （具體結(jié)果見圖4）。

中介效應(yīng)分析顯示， 在童年環(huán)境不可預(yù)測性低（?1 SD）或中等時， 自感配偶價值在童年父女關(guān)系和女性對伴侶短期擇偶策略容忍度之間的中介效應(yīng)成立（具體見表4）。

3.3 討論

在研究1的基礎(chǔ)上， 研究2采用實驗啟動的途徑進一步支持了研究1中的預(yù)測模型（假設(shè)1、2、3再次得到驗證）。該結(jié)果一方面支持了父親投資理論（Draper & Harpending， 1982; Ellis， 2004）所強調(diào)的童年父女關(guān)系在女性繁衍策略中的核心地位， 進一步為母親社會化假說（Lu et al.， 2022）提供了證據(jù)， 同時也支持了社會計量器理論（Kavanagh et al.， 2010）。

4 總討論

本研究通過兩個子研究揭示了如下規(guī)律：童年父女關(guān)系和童年環(huán)境的不可預(yù)測性能夠共同預(yù)測女性的自感配偶價值; 當(dāng)童年階段家庭環(huán)境相對穩(wěn)定（或者說家庭環(huán)境的不可預(yù)測性較低）時， 童年父女關(guān)系會通過女性自感配偶價值的中介途徑進而預(yù)測其伴侶的短期擇偶策略傾向（或?qū)ζ浒閭H“花心”表現(xiàn)的容忍程度）。

4.1 從童年環(huán)境預(yù)測女性的配偶價值

研究1 的結(jié)果顯示， 童年環(huán)境艱苦性在女性

配偶價值上的主效應(yīng)不顯著， 在童年父女關(guān)系和女性配偶價值間的調(diào)節(jié)效應(yīng)也不顯著， 由此可見， 童年環(huán)境艱苦性難以預(yù)測成年女性的自感配偶價值。此結(jié)果其實符合之前的預(yù)期， 雖然童年環(huán)境艱苦性能夠預(yù)測個體的生命史策略（Belsky et al.， 2012; Schlomer & Sun， 2022）， 但相比于童年環(huán)境的不可預(yù)測性， 該變量并不能有效地預(yù)測成年個體的繁衍策略（Simpson et al.， 2012）， 因此也不能有效預(yù)測同個體繁衍策略密切關(guān)聯(lián)的自感配偶價值。

不管是采取自我評定量表（研究1）， 還是實驗啟動（研究2）， 童年父女關(guān)系和童年環(huán)境不可預(yù)測性都能夠共同預(yù)測女性的自感配偶價值， 在支持研究假設(shè)1的基礎(chǔ)上， 研究1和研究2又進一步澄清了童年環(huán)境的不同維度對女性自感配偶價值的交互作用機制（假設(shè)2）。首先， 童年父女關(guān)系會作用于女性自感配偶價值， 童年階段所得到的父愛越少， 女性的自感配偶價值越低。盡管父親投資理論（Draper & Harpending， 1982; Ellis， 2004）和心理加速理論（Belsky et al.， 1991）都指出童年階段父親投資欠缺對之后女性繁衍策略的影響， 但并沒有涉及其對女性自感配偶價值的直接影響（James et al.， 2012）， 本研究在綜合童年環(huán)境不同變量的基礎(chǔ)上， 清晰地展現(xiàn)出不同童年環(huán)境變量對女性自感配偶價值的預(yù)測機制：當(dāng)童年環(huán)境的不可預(yù)測性較低時， 或者當(dāng)童年環(huán)境不可預(yù)測性高并且經(jīng)濟狀況很糟糕時， 童年父女關(guān)系才能夠預(yù)測女性的自感配偶價值。

出現(xiàn)上述結(jié)果的可能原因在于， 類似于環(huán)境中信息量過剩而導(dǎo)致的認知資源受限（Filippov & Iastrebova， 2010）， 由此引發(fā)某些信息會被掩蔽或忽視， 對女性而言， 當(dāng)童年環(huán)境不可預(yù)測性較高時， 父女關(guān)系的重要性也會被遮掩， 因此， 女兒對父愛的敏感度降低， 她們的自感配偶價值也不隨父愛改變而明顯變化; 反之， 當(dāng)童年環(huán)境不可預(yù)測性降低時， 類似于背景環(huán)境中干擾因素減少， 父愛的重要性也會凸顯， 由此導(dǎo)致女性自感配偶價值也隨父愛的增加而提升。此外， 在童年環(huán)境不可預(yù)測性和經(jīng)濟艱苦性均高的情況下， 父女關(guān)系也可以預(yù)測女性自感配偶價值， 這其實意味著當(dāng)環(huán)境非常糟糕時， 女性對父愛的敏感度也會提升。

基于上述解釋， 結(jié)合父親投資理論（Draper & Harpending， 1982; Ellis， 2004）， 本研究提出針對女性繁衍策略的“父親投資敏感度限制假說”：在童年環(huán)境的不可預(yù)測性處于較低水平時， 女兒對父親投資的敏感度較高， 她們的自感配偶價值會隨童年父愛的增加而上升; 當(dāng)環(huán)境不可預(yù)測性較高（除非是

不可預(yù)測性和艱苦性均高的極惡劣環(huán)境）時， 女兒對父親投資的敏感性較低， 她們的自感配偶價值也不再伴隨著童年父愛的增加而改變。更進一步， 結(jié)合母親社會化假說（Lu et al.， 2022）， 本研究初步整合出更具概括意義的“童年環(huán)境社會化假說”：童年環(huán)境可以分為親子關(guān)系、環(huán)境不可預(yù)測性及艱苦性三種類型， 其中親子關(guān)系和環(huán)境不可預(yù)測性在塑造個體的生命史策略中扮演核心角色， 兩者的重要性呈現(xiàn)出相互抑制的趨勢， 隨著環(huán)境不可預(yù)測性的降低， 后代對親子關(guān)系的敏感度會提升， 反之， 當(dāng)環(huán)境的不可預(yù)測性較高時， 后代對親子關(guān)系的敏感性會降低; 其中后代同繁衍任務(wù)相關(guān)的生命史策略在被親子關(guān)系塑造的過程中會呈現(xiàn)出性別效應(yīng)， 比如女性會對童年父女關(guān)系更敏感， 而男性則更容易受到母親影響（Kocsor et al.， 2016）; 環(huán)境艱苦性在上述過程中扮演著次要角色。當(dāng)然， 上述兩個假說都需進一步的研究提供更為廣泛的證據(jù)。

4.2 從童年環(huán)境到女性擁有“花心”男友（對“花心”男友容忍度）的預(yù)測機制

從早期弗洛伊德的精神分析到生命史理論（Roff， 1993）以及在此基礎(chǔ)上提出的心理加速理論（Belsky et al.， 1991）， 都指出童年環(huán)境對個體繁衍策略的重要影響， 近年的眾多文獻（Coley et al.， 2009; DelPriore & Hill， 2013; DelPriore et al.， 2017; DelPriore et al.， 2019; James et al.， 2012; Schlomer & Marceau， 2022; Valge et al.， 2022）則進一步指出童年父女關(guān)系對女性自身繁衍策略的深遠影響， 然而， 在童年父女關(guān)系影響女性繁衍策略的具體路徑上， 現(xiàn)有文獻均沒有提供答案。

那么， 是否可以從童年環(huán)境的視角預(yù)測女性擁有“花心”伴侶的概率？本研究的答案是肯定的。研究1和研究2的結(jié)果共同揭示了基于社會計量器理論（Kavanagh et al.， 2010）的“童年環(huán)境—女性繁衍策略”預(yù)測路徑：以自感配偶價值為權(quán)衡+JcgZnalszdI+w4ysH0MUQ==支點的有調(diào)節(jié)的中介模型， 或者說該預(yù)測機制通過“自感配偶價值”的間接途徑得以實現(xiàn)。

總之， 本研究結(jié)果一方面支持了社會計量器理論（Kavanagh et al.， 2010）， 女性擇偶在本質(zhì)上也是在對內(nèi)部校準機制——自感配偶價值進行估價的基礎(chǔ)上， 再進一步提升或降低對伴侶的要求， 錨定“合適”的伴侶。更為重要的是， 本研究在融合生命史理論（Roff， 1993）、心理加速理論（Belsky et al.， 1991）、父親投資理論（Draper & Harpending， 1982; Ellis， 2004）的基礎(chǔ)上， 不僅支持了現(xiàn)有圍繞童年父女關(guān)系同女性繁衍策略的系列研究（Coley et al.， 2009; DelPriore & Hill， 2013; DelPriore et al.， 2017; DelPriore et al.， 2019; James et al.， 2012; Valge et al.， 2022; Schlomer & Marceau， 2022）， 還進一步指出包括父女關(guān)系在內(nèi)的童年環(huán)境并不僅僅會對女性自身繁衍策略產(chǎn)生深遠影響， 并且還能夠預(yù)測她們所擁有的伴侶的繁衍策略偏好， 從而拓寬和深化了童年環(huán)境影響力的可能范圍。尤其要指出的是， 雖然不同于母親社會化假說（Lu et al.， 2022）， 本研究是從父女關(guān)系角度揭示了童年環(huán)境不可預(yù)測性同女性擇偶機制間的關(guān)系， 但兩者在本質(zhì)上都印證了在個體繁衍策略形成過程中， 童年親子關(guān)系和環(huán)境不可預(yù)測性之間的交互作用。正是基于此， 本研究提出了針對女性繁衍策略的“父親投資敏感度限制假說”以及更為寬泛意義上的“童年環(huán)境社會化假說”。

4.3 研究的局限性及未來研究方向

鑒于婚姻關(guān)系會受到眾多變量（如雙方年齡、經(jīng)濟地位、教育程度匹配度， 婚姻時長等）的干擾， 因此本研究并未涉及到已婚女性， 這也構(gòu)成了本研究的局限性。童年父女關(guān)系對已婚女性繁衍策略的預(yù)測或許會呈現(xiàn)出另外一面、更為復(fù)雜的獨特性結(jié)論， 比如她們會如何應(yīng)對伴侶的“花心”表現(xiàn)， 她們自身的繁衍策略如何受到童年環(huán)境和當(dāng)前婚姻狀況的共同影響等。其次， 在研究1中， 讓女性評價其男友的短期擇偶策略時其準確度會受到限制， 在今后的研究中， 可以增加男友對自己短期擇偶策略的自評以增強研究結(jié)果的說服力。當(dāng)然， 未來研究更待關(guān)注的重點是如何進一步多方位地揭示不同童年環(huán)境變量對個體生命史策略的共同影響， 從而為本研究所提出的“父親投資敏感度限制假說”和“童年環(huán)境社會化假說”提供更為廣泛的支持證據(jù)。

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How to predict whether her romantic partner will be a playboy？ The predictive roles of childhood environments on women’s romantic partners’ short-term mating preferences

Abstract

Drawing on Life History Theory and Paternal Investment Theory， it can be inferred that childhood environments， which include harshness， unpredictability， and parent-offspring relationships， can predict offspring’s reproductive strategies as adults. Moreover， according to Parental Investment Theory， it is generally observed that males prefer short-term mating strategies while females opt for long-term mating strategies. However， in practice， some women still choose or have romantic partners who exhibit a preference for short-term mating strategy. An intriguing question arising from this observation is whether it can be predicted from childhood environments how some women eventually have romantic partners with a higher level of short-term mating strategy. To date， few existing literatures have explored this topic.

This research aims to explore the aforementioned question based on Life History Theory and its derivative， Paternal Investment Theory. In Study 1， questionnaires were collected online from 250 female participants （Mage= 22.75， SD = 2.50） who had romantic experiences. Data were analyzed using SPSS v22.0 and PROCESS 21.5 （Model 10）. Results indicated that childhood unpredictability significantly moderated the relationship between childhood father-daughter relationships and adult females’ perceived mate value. Additionally， females’ perceived mate value mediated the relationship between the father-daughter relationship in childhood and their romantic partners’ short-term mating preferences， but only under conditions of stability （low levels of childhood unpredictability regardless of childhood harshness） or severe adversity （high levels of both unpredictability and harshness）.

In Study 2， experimental priming of the childhood father-daughter relationship was employed with 169 unmarried female participants （Mage = 21.43， SD = 2.04）. The variable of childhood harshness was excluded due to its insignificant main and interactive effects observed in Study 1. Results （PROCESS 21.5， Model 8） from Study 2 demonstrated that childhood unpredictability moderated the relationship between the childhood father-daughter relationship and females’ perceived mate value， corroborating the findings from Study 1. Furthermore， results supported the mediating role of females’ perceived mate value in the relationship between childhood father-daughter relationships and participants’ tolerance of their romantic partners’ short-term mating preferences， but only under conditions where the level of childhood unpredictability ranged from low to moderate.

Conclusion： The childhood father-daughter relationship and childhood unpredictability can predict adult females’ perceived mate value interactively. Additionally， females’ childhood father-daughter relationship can predict their romantic partners’ short-term mating preferences through the mediating role of women’s perceived mate value， albeit under restricted conditions. Based on these findings， the “Daughter’s Conditional Sensitivity to Paternal Investment Hypothesis” and the “Childhood Environments Socialization Hypothesis” are proposed to explain how childhood experiences socialize individuals’ life history strategies.

Keywords life history theory， paternal investment theory， maternal socialization hypothesis， perceived mate value， short-term mating preference