父亲协同教养与儿童生活满意度的关系：父子依恋和儿童自尊的链式中介作用*

2022-04-28孙赵星丁菀谢瑞波朱理论

应用心理学 2022年2期

孙赵星丁菀谢瑞波** 朱理论王蝶吴伟

（1.浙江师范大学家长教育研究中心，浙江金华321004；2.宿州国际实验学校，安徽宿州234000）

1 引言

近年来，随着积极心理学的蓬勃发展，越来越多研究者都开始认同儿童良好的心理发展并不只是没有心理适应问题，更重要的是具有健康且积极的心理状态。作为个体积极心理发展状况的重要指标，生活满意度是指个体对其生活质量的主观体验和认知评价（Diener et al.，1985）。深入考察

我国儿童生活满意度的影响因素及其内在机制具有重要意义。

协同教养作为父母教养行为的一种，一经提出就备受关注（Maccoby et al.，1990；McHale，1996，1997；Minuchin，1974）。协同教养是一个多维度的建构，理论研究者与实证研究者在协同教养的基本概念建构方面尚存在不一致。概括来讲，西方对于协同教养的定义通常包含以下几点内容：父母双方的合作与冲突，在育儿问题上的一致性，关于育儿的劳动分工，父母双方的支持或破坏，家庭互动的共同管理，共同促进家庭的完整性（Feinberg，2003；McHale，2004）。基于此，刘畅和伍新春（2015）在中国文化背景下，将父亲协同教养定义为父亲在教养儿童的过程中对于母亲教养行为的支持和破坏，是父亲对母亲教养态度和行为的反应。它具体分为团结、一致、冲突和贬低四个维度，其中团结和一致是积极协同教养行为，冲突和贬低是消极协同教养行为。在中国家庭中，“父亲挣钱养家，母亲教养孩子”的模式依然占主导地位（中国国家儿童中心，2017；Li，2020）。虽然母亲是家庭子女教育的“主力军”，但是父亲这一角色在儿童的成长与发展中仍发挥着无可替代的作用（Liong，2017），越来越多的中国父亲也意识到这一点。由于承担着养家糊口的压力，中国的父亲很难和母亲一样花费大量的时间和精力对子女进行直接教养，而更多是以辅助母亲教养行为的方式参与到对子女的教养中（Zou et al.，2019），成为“与妻子共同养育孩子的协同教养者”（陈玲玲等，2014）。当父亲采用积极的态度和方式（如团结、一致）支持母亲的教养行为时，孩子在家庭中感受到父母之间的团结性和一致性，能在这个温馨和谐的家庭氛围里感受到更多的温暖与爱（范兴华等，2014），可能体验到更高的生活满意度。因此，本研究提出假设1：父亲协同教养与儿童生活满意度显著正相关。

父亲协同教养除了直接影响儿童生活满意度外，还可能通过家庭系统间的溢出效应间接影响儿童生活满意度，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）间接影响儿童生活满意度。父子依恋指儿童在发展过程中与父亲建立的一种深层的、坚固的、持久的情感联结（Bowlby，1979）。它的形成与发展一方面受到父亲协同教养的影响（黄彬彬等，2019），另一方面又会影响儿童的心理发展（王争艳，程南华，2014）。以往研究表明，父母在家庭养育中的良好配合能够提升亲子依恋的质量（田微微等，2018），且亲子依恋质量越好的个体，生活满意度可能就越高（Jiang et al.，2013；Ma&Huebner，2008）。据此，本研究提出假设2：父子依恋在父亲协同教养与儿童生活满意度间起中介作用。

Huebner 等人（2004）指出，自尊是预测儿童与青少年生活满意度强有力的个体指标之一。作为个体的积极心理品质，自尊是个体对自我总体知觉所持的肯定或否定态度（郝振，崔丽娟，2007），对个体的认知、情感及社会心理适应等起到重要作用。已有研究发现，父母之间积极的互动与合作能够促进儿童自尊的形成与发展（刘国庆等，2020），从而提升儿童生活满意度（Liu et al.，2013；柴晓运等，2018）。而父母之间的分歧和冲突会阻碍儿童自尊的发展，从而降低儿童生活满意度（刘畅等，2017）。因此，本研究提出假设3：儿童自尊在父亲协同教养与儿童生活满意度间起中介作用。

此外，父子依恋可能对儿童自尊产生影响。研究表明，亲子依恋对儿童自尊发展具有重要影响（Hong et al.，2019）。拥有高质量亲子依恋的儿童能感受到更多的关怀和爱护，容易形成积极的自我表征，可以获得更高水平的自尊（Ross，2004）。拥有低质量亲子依恋水平的儿童感受到更多的冷漠和忽视，容易形成消极的自我表征，从而获得较低水平的自尊（Foster et al.，2007）。因此，父亲协同教养可能会通过父子依恋和儿童自尊的链式中介作用影响儿童的生活满意度。本研究提出假设4：父子依恋和儿童自尊在父亲协同教养与儿童生活满意度间起链式中介作用。

图1 假设模型

2 方法

2.1 研究对象

采用整群抽样法（统一由受过专业培训的主试口述每道题目），选取安徽省某市小学生为研究对象，共收取1061 份问卷，剔除部分答案全部一致或者具有明显规律作答的虚假问卷以及大面积未填写的问卷后，剩余1026 份有效问卷。对剩余有效问卷中的缺失数据使用序列均值法进行替换缺失值的处理。被试平均年龄为8.62±0.70 岁，男生658 人，女生368 人。父亲受教育水平依次为小学113 人，初中261 人，高中340 人，大专126 人，本科82 人，硕士及以上104 人。

2.2 研究工具

2.2.1 生活满意度

2.2.2 父亲协同教养

采用McHale 编制，刘畅、伍新春等人（2017）修订的青少年评定父母协同教养问卷的父亲卷。问卷包括29 个项目（如“爸爸支持妈妈对我设立的行为规定”），包括团结、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”。父亲协同教养总分为团结、一致两个维度之和减去冲突、贬低两个维度之和后的总分，得分越高表示该行为出现的频率越高。本研究中，该问卷的Cronbach’s α 系数为0.83。

2.2.3 父子依恋

采用由Armsden 和Greenberg 编制，金灿灿等人（2010）修订的父子依恋分问卷，分问卷包括15 个项目（如“我会把自己的问题和烦恼告诉爸爸”），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总分之和减去疏离维度的总分，得分越高表示父子依恋质量越好。本研究中，该问卷的Cronbach’s α 系数为0.75。

2.2.4 自尊

采用由Rosenberg（1965）编制的青少年自尊量表。量表包括10 个项目（如“我感到我有许多优点”），采用4 点计分，1 表示“非常不同意”，4 表示“非常同意”，其中3、5、9、10 为反向计分。得分越高表明自尊水平越高。本研究中，该问卷的Cronbach’s α系数为0.67。

2.2.5 人口学变量

2.3 施测与数据处理

首先，研究者来到某学校，得到校长的许可后统一发放问卷，由受过培训的主试为学生说明问卷填写注意事项，问卷填写完毕后，由主试统一收回。数据回收后，我们用SPSS 22.0 和Mplus 8.0 进行数据分析和结构方程模型建立。

3 结果

3.1 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。结果发现，特征根大于1 的因子有9个，第一个因子的变异解释率为23.85%，低于40%的临界标准，可认为本研究不存在严重的共同方法偏差问题。

3.2 初步分析

相关分析的结果表明（见表1），儿童生活满意度、父亲协同教养、父子依恋、儿童自尊均与家庭社会经济地位显著正相关，儿童生活满意度与父亲受教育水平显著正相关，父亲协同教养、父子依恋均与性别显著正相关。进一步采用独立样本t 检验，对儿童生活满意度、父亲协同教养、父子依恋、儿童自尊进行性别差异分析，结果表明（见表2），男生的父亲协同教养、父子依恋和儿童自尊均显著高于女生，儿童生活满意度不存在显著性别差异。因此，在后续的分析中，将性别、父亲受教育水平和家庭社会经济地位作为控制变量纳入模型。

表1 父亲协同教养与儿童生活满意度、父子依恋、儿童自尊的相关分析

表2 父亲协同教养与儿童生活满意度、父子依恋、儿童自尊的性别差异检验

3.3 链式中介效应检验

以父亲协同教养为自变量，父子依恋和儿童自尊为中介变量，儿童生活满意度为因变量，性别、父亲受教育水平、家庭社会经济地位为控制变量，进行链式中介模型检验（为使模型简洁，模型图中不显示各变量具体测量指标和控制变量）。模型（见图2）拟合较为理想（=192.43，df=29，p=0.000，RMSEA=0.07，CFI=0.91，SRMR=0.04，TLI=0.85）。对该模型中的各个路径进行分析，发现父亲协同教养与父子依恋、儿童自尊、儿童生活满意度显著正相关（β=0.45，SE=0.03，p<0.001；β=0.25，SE=0.03，p<0.001；β=0.13，SE=0.04，p<0.001）；父子依恋与儿童自尊、儿童生活满意度显著正相关（β=0.29，SE=0.04，p<0.001；β=0.24，SE=0.04，p<0.001）；儿童自尊与儿童生活满意度显著正相关（β=0.30，SE=0.04，p<0.001）。

图2 链式中介模型

采用偏差校正百分位Bootstrap 检验（重复取样2000 次），进行中介效应检验。Bootstrap 结果显示父子依恋在父亲协同教养与儿童生活满意度关系中的中介效应显著（95%置信区间为［0.08，0.14］）；儿童自尊在父亲协同教养与儿童生活满意度关系中的中介效应显著（95%置信区间为［0.06，0.10］）；父子依恋和儿童自尊在父亲协同教养与儿童生活满意度关系中的中介效应显著（95%置信区间为［0.03，0.05］）。父子依恋和儿童自尊在父亲协同教养与儿童生活满意度的关系中既起到部分中介作用（β=0.11，SE=0.02，p<0.001；β=0.08，SE=0.01，p<0.001），还起到链式中介作用（β=0.04，SE=0.01，p<0.001）。其中，父亲协同教养对儿童生活满意度的直接效应占总效应的36.31%，父子依恋、儿童自尊及其连续路径的间接效应分别占总效应的30.85%、21.61%、11.24%。

4 讨论

本研究重点关注父亲协同教养和儿童生活满意度的关系，以及父子依恋和儿童自尊在这一关系中的中介作用。结果表明，父亲协同教养与儿童生活满意度显著正相关。虽然在中国传统文化背景下，“父主外，母主内”的家庭模式依然盛行，父亲把主要精力放在了“养家糊口”上。但不容置疑的是，父亲在养育孩子的过程中同样发挥着不可替代的作用（Li，2020）。当父亲与母亲保持团结一致并以积极的态度和行动支持母亲的教养行为时，给予孩子足够的安全感（陈小萍，安龙，2019），有助于营造一个温馨和谐的家庭氛围（范兴华等，2014），让孩子感受到更多的温暖和爱，从而使儿童体验到更高的生活满意度。

本研究发现，父亲协同教养可以通过影响父子依恋间接影响儿童生活满意度。该结果也进一步支持了家庭系统理论的溢出假说，即家庭系统中的父亲协同教养子系统的行为溢出到父子依恋子系统中，进而影响儿童的生活满意度（Erel&Burman，1995）。父亲良好的协同教养促进父母双方积极的互动，使儿童感受到父亲对家庭的爱护，能够让儿童更加信任、依赖父亲，有利于提高父子依恋的质量（Pudasainee-Kapri&Rachel，2015）。当父子依恋质量提高，儿童认为自己获得父亲更多的关注和爱，从而体验到更高的生活满意度。

此外，父亲协同教养通过儿童自尊间接影响儿童生活满意度。父亲在协同教养过程中表现出团结或一致等积极的态度和行为，使儿童获得更多的家庭关怀，儿童认为自己得到了父母的重视和关爱，维持了儿童较高的自尊水平（范兴华等，2014）。当儿童的自尊水平提高，他会更加自信、乐观地参与到家庭互动和社交活动中，就会有较高的生活满意度。

研究进一步发现，父子依恋和儿童自尊在父亲协同教养与儿童生活满意度的关系中起链式中介作用。已有研究表明，家庭中频繁的冲突可能会为父子依恋不足埋下伏笔，导致孩子自尊水平降低（Jeong et al.，2020），从而影响儿童的生活满意度。在家庭生活中，父亲良好的协同教养能使儿童感受到父亲对自己和母亲更多的爱护，使儿童更加依赖、信任父亲，提高了父子依恋质量。这让儿童体验到更多的关注和爱护，利于良好自尊的培养（Jeong et al.，2020），使其更加积极和自信地融入学习和生活中（Zou&Wu，2020），进而提高了儿童生活满意度；反之，父亲不良的协同教养加剧了父母间的矛盾与冲突，甚至容易引发家庭战争，导致亲子关系紧张，使父子依恋质量降低，加剧儿童的自我怀疑，进一步降低儿童自尊水平，使儿童在学习和生活中不自信，从而降低了儿童生活满意度。

本研究首次探讨父亲协同教养与儿童生活满意度的关系及作用机制，丰富了有关儿童生活满意度的研究，并从家庭和儿童自身的视角出发为提高其生活满意度提供了一种新的思路。在家庭生活中，父亲应该采取更多积极的协同教养行为，增强父子依恋质量，提升儿童的自尊水平，进而提高儿童的生活满意度。当然，本研究仍存在一些不足，有待进一步探究。第一，本研究为横断研究，变量之间可能存在双向关系，难以进行因果推论，并且在使用横断设计做中介机制检验时会产生估计偏差，未来研究有必要采用纵向研究。第二，本研究中针对父亲协同教养与父子依恋的量表中个别题目相似，这可能会增加父亲协同教养与父子依恋之间的联系，影响到研究结果。第三，本研究对各变量的测查均来自儿童自评，可能存在社会赞许效应，未来研究可以综合采用父母和孩子等多方报告等加以检验。